Tác Động Của Đa Dạng Hóa Thu Nhập Đến Rủi Ro Của Các Ngân Hàng Thương Mại Cổ Phần.pdf

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TRƢƠNG PHẠM HỒNG HẠNH TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2005 – 2017[.]

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TRƢƠNG PHẠM HỒNG HẠNH TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2005 – 2017 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TRƢƠNG PHẠM HỒNG HẠNH TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2005 – 2017 Chuyên ngành: TÀI CHÍNH –NGÂN HÀNG Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP Hồ Chí Minh - Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn: “Tác động đa dạng hóa cấu trúc thu nhập đến rủi ro ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2005 - 2017” cơng trình nghiên cứu độc lập Các số liệu sử dụng nghiên cứu trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Tác giả Trƣơng Phạm Hồng Hạnh MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC MỤC LỤC BẢNG BIỂU MỤC LỤC HÌNH ẢNH DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phạm vi đối tượng nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa khoa học thực tiễn 1.5.1 Ý nghĩa khoa học 1.5.2 Ý nghĩa thực tiễn 1.6 Kết cấu luận văn CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY .8 2.1 Một số khái niệm 2.1.1 Khái niệm thu nhập Ngân hàng thương mại 2.1.2 Khái niệm đa dạng hóa thu nhập NHTM 2.1.3 Các phương thức đa dạng hóa thu nhập NHTM 2.1.4 Rủi ro ngân hàng 10 2.1.5 Phân loại rủi ro 11 2.1.6 Đo lường rủi ro 11 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước 12 2.2.1 Tác động tích cực đa dạng hóa việc giảm thiểu rủi ro ngân hàng 12 2.2.2 Tác động tiêu cực đa dạng hóa làm gia tăng rủi ro ngân hàng 14 2.2.3 Tác động phi tuyến đa dạng hóa rủi ro ngân hàng 17 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 Giả thiết nghiên cứu 20 3.2 Mơ hình nghiên cứu 21 3.2.1 Mơ hình định lượng 21 3.2.2 Đo lường biến 22 3.3 Mô tả liệu nghiên cứu 25 3.4 Phương pháp phân tích liệu 26 3.4.1 Phân tích thống kê mô tả biến 26 3.4.2 Lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp 27 3.4.3 Các kiểm định liên quan 29 3.4.4 Phương pháp hồi quy điều kiện Moment tổng quát (GMM) 32 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .34 4.1 Thống kê mô tả biến 34 4.1.1 Bảng thống kê mô tả liệu 34 4.1.2 Ma trận hệ số tương quan 39 4.2 Kết mơ hình hồi quy 40 4.3 Thảo luận kết nghiên cứu 48 4.3.1 Đa dạng hóa thu nhập 48 4.3.2 Quy mô tổng tài sản ngân hàng 49 4.3.3 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản 50 4.3.4 Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài sản 50 4.3.5 Tác động tình hình kinh tế vĩ mơ 51 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 52 5.2.1 Có sách đa dạng hóa thu nhập phù hợp 53 5.2.2 Nâng cao tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản 54 5.2.3 Duy trì kiểm sốt tốc độ tăng trưởng tổng tài sản 55 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC MỤC LỤC BẢNG BIỂU Số ảng N i dung Tổng hợp nghiên cứu trước phân loại theo tác ảng động Mơ tả tóm tắt biến đo lường sử dụng nghiên Bảng 3.3a cứu Bảng Thống kê mô tả liệu 4.1.1 Bảng Ma trận hệ số tương quan c p biến 4.1.2 Bảng 4.2a Kết hồi quy mơ hình Pooled OLS, FEM REM Bảng 4.2b Kết kiểm định tương quan đơn vị chéo Bảng 4.2c Kết kiểm định đa cộng tuyến hệ số VIF Bảng 4.2d Kết kiểm định phương sai thay đổi Bảng 4.2e Kết kiểm định tự tương quan Bảng 4.2f Bảng kết kiểm định biến nội sinh Bảng 4.2g Kết hồi quy theo phương pháp GMM (Risk) Bảng 4.2h Bảng kết kiểm định biến nội sinh Bảng 4.2k Kết hồi quy theo phương pháp GMM (NON) Trang 15 27 28 42 43 44 45 45 45 46 47 48 49 MỤC LỤC HÌNH ẢNH Số h nh Hình 3.3 Hình 4.1.1a Hình 4.1.1b Hình 4.1.1c Hình 4.1.1d Hình 4.1.1e Hình 4.1.1f Hình 4.1.1g Hình 4.1.1h N i ung Tác động biến nghiên cứu Biểu đồ số hiệu chỉnh rủi ro Risk Biểu đồ mức đa dạng hóa thu nhập (HHI) Biểu đồ diễn biến tổng tài sản Biểu đồ mức vốn chủ sở hữu tổng tổng tài sản Biểu đổ tỷ lệ cho vay khách hàng tổng tài sản Biểu đồ mức chi tiêu hoạt động tổng tài sản Tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đầu người Biểu đồ tỷ lệ lạm phát Trang 28 36 37 38 38 39 40 40 41 Từ viết tắt ATM CAR CIC CNTT FEM GMM IPO NHNN NHTM NHTMCP Pooled OLS REM TMCP DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT N i dung Máy rút tiền tự động Hệ số an toàn vốn tối thiểu Trung tâm thơng tin tín dụng quốc gia Cơng nghệ thơng tin Mơ hình hồi quy tác động cố định Mơ hình hồi quy moment tổng qt Niêm yết phát hành cổ phiếu lần đầu thị trường chứng khoán Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Ngân hàng Thương mại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Mô hình hồi quy gộp Mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên Thương mại cổ phần T M TẮT Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu phân tích tác động đa dạng hóa cấu tr c thu nhập rủi ro ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2005 - 2017 Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy moment tuyến tính tổng quát (GMM) liệu bảng để ước lượng tác động hồi quy Kết nghiên cứu cho thấy việc tăng cường đa dạng hóa thu nhập giảm thiểu rủi ro cho ngân hàng thương mại, hay nói khác đa dạng hóa thu nhập biến thiên nghịch chiều với rủi ro Tuy nhiên, tồn giá trị tối ưu đa dạng hóa lại làm gia tăng rủi ro Kết thực nghiệm cho thấy mức tối ưu tỷ lệ thu nhập ngồi lãi đạt mức tối đa 12.9% - 16.4% tổng thu nhập để rủi ro đạt cực tiểu Bên cạnh kết nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng việc nâng cao tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản việc làm giảm rủi ro ngân hàng Theo đó, ngân hàng phải triển khai hàng loạt nghiệp vụ để phòng ngừa rủi ro kinh doanh; đồng thời tuân thủ quy định NHNN khuyến cáo Ủy ban Basel Bài nghiên cứu khơng tìm thấy chứng cho thấy mối quan hệ quy mô tổng tài sản, tốc độ tăng trưởng tổng tài sản, tỷ lệ chi tiêu tổng tài sản ảnh hưởng đến rủi ro cần thêm nghiên cứu khác chuyên sâu yếu tố để phân tích khách quan Các nhân tố kinh tế vĩ đóng vai trị quan trọng phát triển tăng trưởng ngân hàng; nhiên, hoạt động kinh doanh ngân hàng tiềm ẩn nhiều rủi ro mà ngân hàng khơng kiểm sốt Do đó, chiến lược kinh doanh ngân hàng, việc phân tích tình hình kinh tế vĩ mơ tận dụng để phát triển quan trọng bên cạnh nhà điều hành nên xem xét đến việc xem xét hoạt động cho vay quy mơ lớn ho c hoạt động đầu tư góp vốn lĩnh vực mà ngân hàng chưa đủ khả kiểm soát quản lý T h a a dạng h a thu nhập rủi ro phá s n CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Giai đoạn trước năm 2005 (Thập niên 1996 – 2005) xem giai đoạn sơ khai ngành ngân hàng Việt Nam ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam thành lập vào hoạt động Trong bước đầu thành lập, hệ thống ngân hàng Việt Nam giản đơn tập trung vào hoạt động kinh doanh cốt lõi cho vay (Hay cịn gọi hoạt động tín dụng) huy động vốn túy từ tiền gửi khách hàng Có nhiều lý giải thích cho vần đề này, tựu chung lại có hai nguyên nhân chính: Một là, ngân hàng thành lập nên hạn chế nguồn vốn, nguồn nhân lực mạng lưới hoạt động nên chưa đủ sức để mở rộng hoạt động kinh doanh; Hai là, thị trường lúc xuất vài tên lớn chiếm vị độc quyền ngành chưa có xuất xuất nhiều ngân hàng đối thủ đến từ nước ngồi, sức ép cạnh tranh nước thấp nên chưa tạo động lực đủ để ngân hàng nước có bước chiến lược để đổi Tuy nhiên, từ năm 2005, với sức ép cạnh tranh ngồi nước với tích lũy vốn, nguồn nhân lực yếu tố khác nên ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam khơng ngày mở rộng mà cịn phát triển nhiều hướng mang tính chiến lược Một chiến lược đa dạng hóa nguồn thu nhập hoạt động Cụ thể, với nghiệp vụ tín dụng truyền thống, hoạt động ngân hàng thương mại bắt đầu bùng phát với nhiều hình thức đầu tư, thương mại, dịch vụ đa dạng Các sản phẩm dịch vụ thẻ, máy rút tiền tự động (ATM), dịch vụ ngân hàng điện tử ngân hàng gấp rút triển khai Các công ty ngân hàng thương mại lĩnh vực chứng khoán, bất động sản liên tục đời trải rộng khắp nước Lĩnh vực thương mại với hoạt động kinh doanh vàng phát triển mạnh mẽ với đỉnh điểm hình thành sàn giao dịch vàng ngân hàng Bên cạnh hoạt động tín dụng đẩy nhanh dư nợ với nhiều loại sản phẩm cho vay phong phú sản phẩm truyền thống cho vay sản xuất kinh doanh cho vay kinh doanh chứng khoán, kinh doanh đầu tư CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Giả thiết nghiên cứu Phần trước, nghiên cứu thể chứng cho thấy có tác động khác từ việc đa dạng hóa đến rủi ro ngân hàng, chiều, ngược chiều ho c khơng có tác động Tuy nhiên, theo cơng trình tiêu biểu nước trước đây, đ c biệt nghiên cứu Matthias Kohler (2013); Joaquin Maudos (2016) Sissy cộng (2016) chứng cho thấy mối quan hệ ngược chiều đa dạng hóa thu nhập rủi ro ngân hàng Thực tế cho thấy nhiều ngân hàng áp dụng nhiều hình thức đa dạng hóa nguồn thu nhập với mong muốn giảm thiểu rủi ro phá sản Vậy thực đa dạng hóa thu nhập có góp phần làm giảm rủi ro phá sản ngân hàng hay không? Kết nghiên cứu trả lời câu hỏi Do đó, nghiên cứu đ t giả thiết cho việc đa dạng hóa thu nhập có tác động làm giảm thiểu rủi ro phá sản ngân hàng Giả thiết H1: a dạng hóa thu nhập c tác động làm gi m rủi ro phá s n ngân hàng Ngoài ra, theo nghiên cứu Michael Dempsey (2015) phân tích thị trường chứng khốn phản ứng việc đa dạng hóa ngân hàng khu vực Nam Á Bài nghiên cứu kết luận ngân hàng đa dạng hóa từ thu nhập từ lãi, họ đạt mức định giá thị trường cao việc định giá theo sổ sách (higher market to book valuation) cải thiện khả toán, đến điểm, vượt số hiệu này, kết ngược lại mức độ đa dạng hóa cao Lấy ý tưởng từ nghiên cứu này, tác giả vận dụng nghiên cứu trường hợp đa dạng hóa thu nhập ngân hàng TMCP Việt Nam Liệu tương quan đa dạng hóa thu nhập rủi ro có tồn theo quy luật tuyến tính chiều hay tồn mối quan hệ hai chiều hay không? Trên thực tế, thời gian gần việc đa dạng hóa thu nhập dần trở thành xu hướng mà ngân hàng chuyển đổi thông qua việc phát triển mảng dịch vụ, kinh doanh ngoại hối, mở rộng hoạt động kinh doanh vàng, chứng khốn, 20 bảo hiểm,… ên cạnh đó, rủi ro bất ổn hệ thống ngân hàng Việt Nam dần rõ xảy nhiều Do đó, tác giả cho việc đa dạng hóa góp phần giảm thiểu rủi ro, nhiên việc đa dạng hóa thu nhập mức dẫn đến yếu quản lý, kiểm sốt ngược lại gia tăng thêm rủi ro Giả thiết H2: Tồn mức độ đa dạng hóa tối ưu đ rủi ro thấp Nếu đa dạng h a vượt qua mức tối ưu c thể gia tăng rủi ro cho ngân hàng 3.2 Mơ hình nghiên cứu 3.2.1 Mơ hình định lƣợng Dựa vào mơ hình nghiên cứu Matthias Kohler (2013); Joaquin Maudos (2016) Sissy cộng (2016), mơ hình nghiên cứu tác động đa dạng hóa thu nhập đến rủi ro NHTM Việt Nam giai đoạn 2005 - 2017 xác định sau: Riskit = β0i + β1Riskit-1 + β2HHIit + β3HHI2it + β4LnAit + β5GrowAit + β6Loan_Ait + β7Depo_Ait + β8E_Ait + β9Exp_Ait + β10GDPPCt + β11INFt + εit [1] Riskit = β0i + β1Riskit-1 + β2NONit + β3NON2it + β4LnAit + β5GrowAit + β6Loan_Ait + β7Depo_Ait + β8E_Ait + β9Exp_Ait + β10GDPPCt + β11INFt + εit [2] Trong đ Riskit: Biến phụ thuộc đại diện cho rủi ro phá s n ngân hàng (biến thiên nghịch chiều với rủi ro); Riskit-1: Biến trễ biến phụ thuộc; HHIit: Biến gi i thích đại diện cho mức tập trung cấu trúc thu nhập ngân hàng; HHI2it: Bình phương biến HHI; NONit: Biến gi i thích đại diện cho tỷ lệ thu nhập lãi tổng thu nhập ngân hàng; NON2it: Bình phương biến NON; LnAit: Quy mô tổng tài s n; GrowAit: Tốc độ tăng trưởng tổng tài s n; Depo_Ait: Tỷ lệ huy động khách hàng tổng tài s n; 21 Loan_Ait: Tỷ lệ cho vay khách hàng tổng tài s n; E_Ait: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài s n; Exp_Ait: Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài s n GDPPCt: Tốc độ tăng trưởng kinh tế bình quân đầu người INFt: Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài s n εit: Phần dư 3.2.2 Đo lƣờng biến 3.2.2.1 Biến phụ thuộc Biến phụ thuộc để đo lường rủi ro sử dụng nghiên cứu trước là: Z_Score = (ROA+ E/A)/σROA Biến Z_Score đề cập đến lợi nhuận sau thuế vốn chủ sở hữu thể độ rủi ro mức độ chấp nhận chịu đựng rủi ro ngân hàng Theo nghiên cứu Matthias Kohler (2013); Joaquin Maudos (2016) Sissy cộng (2016), biến Z_Score lựa chọn để đo lường rủi ro mơ hình nghiên cứu Tuy nhiên giá trị biến Z_Score lại biến thiên nghịch chiều với độ rủi ro, Z_score mức cao thể rủi ro mức thấp ngược lại Do đó, biến Risk điều chỉnh lại cách lấy nghịch đảo Z_Score Ngoài để giảm thiểu giá trị ngoại lai (outliner) biến phụ thuộc đảm bảo phân phối chuẩn, biến phụ thuộc lấy Lo-ga-rit Biến phụ thuộc Risk đo lường rủi ro mơ hình tính sau: = Risk = ( ) Trong đ LnZ_Score: Giá trị Lo-ga-rit Z_Score Biến phụ thuộc đo lường độ rủi ro mơ hình; ROA: Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài s n bình quân năm liền kề; E/A: Vốn chủ sở hữu bình quân năm liền kề / Tổng tài s n bình quân năm liền kề; 22 σROA: ộ lệch chuẩn ROA 3.2.2.2 Biến gi i thích Để đo lường mức độ đa dạng hóa thu nhập người ta sử dụng số Herfindahl-Hirschman Index (HHI) để đo lường mức độ đa dạng hóa thu nhập mơ hình.Tuy nhiên số HHI biến thiên nghịch chiều dựa với độ đa dạng hóa khoảng [0;1], hay nói khác số HHI chạy từ đến tương ứng độ đa dạng hóa chạy từ mức đa dạng hóa hồn tồn đến mức không đa dạng Do để biến độc lập đa dạng hóa biểu thị chiều với độ đa dạng hóa, đồng thời dựa theo nghiên cứu Kevin J Stiroh & Adrienne Rumble (2005) sử dụng (1 – số HHI) cho biến độc lập đa dạng hóa thu nhập Ngồi theo nghiên cứu Sarah Odesanmi & Simon Wolfe (2007) biến đa dạng hóa thu nhập xây dựng dựa năm nguồn thu NHTM biến độc lập đa dạng hóa sử dụng mơ hình nghiên cứu tính tốn sau: ∑ Trong đ HHI: Biến độc lập đo lường độ đa dạng hóa thu nhập Các Si gồm: NET: Doanh số thu nhập lãi; NON: Doanh số thu nhập lãi (Gồm: Doanh số thu nhập dịch vụ hoa hồng; doanh số thu nhập thương mại; doanh số thu nhập đầu tư; doanh số thu nhập khác) NETNON: Tổng thu nhập = NET + NON Biến HHI đạt giá trị nhỏ biểu thị tập trung hồn tồn hay khơng đa dạng hóa đạt giá trị lớn biểu thị đa dạng hóa hồn tồn Đo lường mức độ đa dạng hóa NHTM tức đo lường mức độ triển khai hình thức đa dạng nguồn thu, cách tính tốn biến đa dạng hóa, doanh số 23 thu nhập trước trừ chi phí loại hình tạo nên khoản thu NHTM sử dụng Điều tránh khoản thu nhập (có lỗ có lãi) bù trừ lẫn làm đa dạng nguồn thu ngân hàng cơng thức tính.Các biến độc lập khác đ c trưng riêng ngân hàng HHI2: ình phương biến HHI HHI2 = HHI2 NON: Tỷ lệ thu nhập ngồi lãi / Tổng thu nhập NON2: ình phương tỷ lệ thu nhập lãi/ tổng thu nhập LnA: Lo-ga-rit tự nhiên tổng tài sản LnA = Lo-ga-rit (Tổng tài sản) GrowA: Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản Loan_A: Tỷ lệ cho vay khách hàng tổng tài sản Depo_A: Tỷ lệ huy động khách hàng tổng tài sản E_A: Là tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản Exp_A: Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài sản GDPPC: Tốc độ tăng trưởng kinh tế bình quân đầu người INF: Tỷ lệ lạm phát năm 24 3.3 Mô tả liệu nghiên cứu Bảng 3.3a - Mơ tả tóm tắt biến đo lƣờng đƣợc sử dụng nghiên cứu Tên biến Định nghĩa I Biến phụ thu c Risk Chỉ số đo lường độ rủi ro II.Biến giải thích HHI Đo lƣờng 1/LnZ_Score Chỉ số đo lường đa dạng hóa thu nhập ∑ Nguồn liệu BCTC BCTC Tính tốn tác giả Tỷ lệ thu nhập ngồi lãi Tỷ lệ thu nhập lãi tổng thu Tính tốn NON tổng thu nhập nhập tác giả Tính tốn NON2 ình phương biến NON NON2 = NON2 tác giả III.Biến kiểm soát LnA Tổng tài sản LnA = ln(Tổng tài sản) BCTC HHI2 GrowA Loan_A Depo_A E_A Exp_A GDPPC INF ình phương biến HHI HHI2 = HHI2 Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản Tỷ lệ cho vay khách hàng tổng tài sản Tỷ lệ huy động khách hàng tổng tài sản Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài sản Tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đầu người 25 + + - BCTC + BCTC + BCTC + BCTC - BCTC - World Bank World Bank Tỷ lệ lạm phát năm D u kỳ vọng + + H nh 3.3 - Tác đ ng biến nghiên cứu Biến giải thích Đa dạng hóa thu nhập(HHI ho c NON) - Thu nhập lãi (NET) Biến phụ thu c Đo lường độ rủi ro (Risk) - Thu nhập lãi (COM, TRAD, INV, OTH) - Tổng thu nhập (NETNON) Biến kiểm soát - Tổng tài sản (LnA) - Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản (GrowA) - Tỷ lệ cho vay khách hàng tổng tài sản (Loan_A) - Tỷ lệ huy động khách hàng tổng tài sản (Depo_A) - Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (E_A) - Tỷ lệ chi tiêu hoạt động tổng tài sản (Exp_A) - Tình hình kinh tế vĩ mơ (GDPPC; INF) 3.4 Phƣơng pháp phân tích ữ liệu Dữ liệu sử dụng để phân tích mơ hình hồi quy liệu dạng bảng cân đối mạnh, thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên kiểm toán 23 ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn từ 2005 đến năm 2017 Bài nghiên cứu lựa chọn giai đoạn nghiên cứu từ năm 2005 - 2017 giai đoạn NHTM bắt đầu bùng nổ hoạt động kinh doanh sau thập kỷ bình ổn Theo đó, ngồi hoạt động cho vay huy động truyền thống loại hình kinh doanh khác bắt đầu phát triển đa dạng làm đa dạng hóa nguồn thu nhập từ kéo theo hậu cho hệ thống ngân hàng Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích liệu bảng (Panel data) thực qua bước sau: 3.4.1 Phân tích thống kê mơ tả biến ước thực nhằm trình bày giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhỏ liệu liên đến mẫu nghiên cứu sử dụng mơ hình Qua đó, ch ng ta nhận biết điểm đ c thù liệu Trong phương pháp này, liệu trình bày dạng bảng thống kê mơ tả với 26 nội dung tên biến, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn Ngồi ra, phần cịn trình bày ma trận hệ số tương quan biến sử dụng mơ hình nghiên cứu nhằm đưa nhận xét mức độ tương quan biến điều kiện cần trước thực ước lượng hồi quy Ngoài ra, ma trận hệ số tương quan cung cấp nhìn trực quan xem biến độc lập mơ hình có bị tượng đa cộng tuyến hay không 3.4.2 Lựa chọn phƣơng pháp hồi quy phù hợp Trong bước này, tiến hành hồi quy ước lượng theo phương pháp từ đến nâng cao nhằm lựa chọn mơ hình hồi quy hiệu tốt Theo đó, mơ hình hồi quy hồi quy gộp (Pooled OLS), phương pháp hồi quy tác động cố định(FEM), phương pháp hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) thực 3.4.2.1 Phƣơng pháp hồi quy g p (Pooled OLS) Pooled OLS mơ hình hồi quy tất hệ số không đổi theo thời gian theo đ c tính riêng biệt cá thể Khi đó, liệu bỏ qua bình diện khơng gian, thời gian đơn ước lượng mơ hình OLS thơng thường Cụ thể, việc xem xét ảnh hưởng đ c tính riêng biệt cá thể ên cạnh đó, m c dù phương pháp hồi quy OLS xem ước lượng tuyết tính hiệu quả, khơng thiên lệch, tốt ( LUE), ngược lại phương pháp phương pháp dễ dàng vi phạm giả thiết mơ hình hồi quy tuyến tính Do đó, phương pháp hồi quy Pooled OLS khơng cịn hiệu khơng đáng tin cậy 3.4.2.2 Phƣơng pháp hồi quy tác đ ng cố định (FEM) Mơ hình khác với mơ hình Pooled OLS điểm cho ảnh hưởng đ c tính riêng biệt cá thể khác FEM phân tích mối tương quan phần dư đơn vị với biến giải thích qua kiểm sốt tách ảnh hưởng đ c điểm riêng biệt (không đổi theo thời gian) khỏi biến giải thích để ước lượng ảnh hưởng thực 27 biến giải thích lên biến phụ thuộc Đồng thời, điểm đ c biệt mơ hình hệ số đ c điểm riêng biệt không tương quan với biến độc lập khác mơ hình 3.4.2.3 Phƣơng pháp hồi quy tác đ ng ngẫu nhiên (REM) Phương pháp REM xem xét đến khác biệt, đ c điểm riêng xuất phát điểm khác thực thể (công ty, doanh nghiệp, ngân hàng ) Các khác biệt tác động đến biến độc lập làm cho thực thể có hệ số riêng cho biến độc lập mơ hình Điểm khác biệt mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) mơ hình ảnh hưởng cố định thể biến động đơn vị Nếu biến động đơn vị có tương quan đến biến độc lập – biến giải thích mơ hình ảnh hưởng cố định mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên biến động đơn vị giả sử ngẫu nhiên không tương quan đến biến giải thích.Chính vậy, khác biệt đơn vị có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc REM thích hợp so với FEM Trong đó, phần dư thực thể (khơng tương quan với biến giải thích) xem biến giải thích Qua ta thấy việc ước lượng FEM ho c REM mang lại nhiều ưu điểm phù hợp so với phương pháp Pooled OLS Tuy nhiên, FEM ho c REM tồn hạn chế khó xử lý bao gồm: - Sử dụng nhiều biến giả làm giảm bậc tự tạo tượng đa cộng tuyến biến làm cho kết ước lượng không tin cậy - Không đề cập đến thành phần sai số mơ hình mà ngầm định sai số mơ hình tn theo giả định cổ điển, khơng kiểm sốt tượng phương sai sai số thay đổi vấn đề tương quan biến độc lập với sai số - Loại bỏ biến độc lập không thay đổi theo thời gian có mơ hình - Chỉ áp dụng cho liệu bảng tĩnh, khơng xử lý liệu có tính chất động (Dynamic Panel Data) có nghĩa tác động biến độc lập có độ trễ 28 Tuy nhiên, góc độ nghiên cứu này, mơ hình FEM REM nghiên cứu để áp dụng cho việc ước lượng mơ hình đưa phần trước 3.4.3 Các kiểm định liên quan 3.4.3.1 Kiểm định tương quan đơn vị chéo Nhằm củng cố thêm chứng khoa học chắn cho việc lựa chọn FEM ho c REM so với phương pháp hồi quy gộp Pooled OLS tác giả thực kiểm định tương quan đơn vị chéo Theo đó, đơn vị chéo đại diện cho đ c tính riêng biệt đơn vị chéo mơ hình FEM ho c REM thực phù hợp đơn vị chéo tồn tương quan lẫn với biến giải thích mơ hình Giả thiết H0 kiểm định đơn vị chéo tồn độc lập giả thiết đối tồn tương quan đơn vị chéo 3.4.3.2 Kiểm định đa cộng tuyến Đa cộng tuyến tượng biến độc lập tương quan lẫn hay nói khác tồn hay nhiều mối quan hệ tuyến tính biến độc lập Khi đa cộng tuyến xảy ta thấy biến giải thích cho biến biến giải thích cho biến phụ thuộc Có hai dạng đa cộng tuyến: Cộng tuyến hoàn h o: xảy biến biểu diễn tổ hợp tuyến tính với biến cịn lại Đó mối quan hệ tuyến tính hồn hảo, ch t chẽ biến độc lập Lúc hệ số tương quan chúng Với đa cộng tuyến hoàn hảo ta ước lượng hệ số hồi quy a cộng tuyến khơng hồn h o: chưa đạt đến mức hồn hảo có nghĩa biến có quan hệ tuyến tính với với vài biến mơ hình Khi mơ hình có tượng đa cộng tuyến khơng hồn hảo xảy hệ số hồi quy ước lượng tốt khơng thiên lệch tức đảm bảo tính chất BLUE độ xác kém, khoảng tin cậy rộng Nguyên nhân thường g p kinh tế chất kinh tế biến, chúng tồn mối liên hệ với nhau, ví dụ số dư tiền gửi khách hàng ln có quan hệ với dư nợ cho vay, biến động số dư tiền gửi 29 khách hàng có mức tác động định đến biến thiên dư nợ Do đa cộng tuyến thường tất nhiên cần đánh giá mức độ nghiêm trọng hay mức tương quan ch ng để có phương án xử lý 3.4.3.3 Kiểm định phương sai sai số thay đổi Sai số mơ hình tất yếu tố cịn lại khơng đề cập đến hay không quan tâm nghiên cứu, yếu tố dù tác động đến biến phụ thuộc Để ước lượng hiệu quả, phương sai sai số cần phải không thay đổi biến độc lập biến thiên Do phương sai sai số thay đổi hệ số hồi quy ước lượng được, tuyến tính khơng thiên lệch khơng c n ước lượng hiệu Về m t toán học khắc phục phương sai sai số thay đổi nhiều kỹ thuật toán Các kỹ thuật đưa vào phần mềm thống kê qua tùy chọn “robust” Hiện có nhiều cách kiểm định để phát phương sai sai số thay đổi, liệu nghiên cứu liệu bảng, mơ hình sử dụng cách kiểm định tính tốn giá trị thống kê Wald Christopher F Baum (2000) xây dựng có sẵn phần mềm Stata Trường hợp mơ hình nghiên cứu có phương sai sai số bị thay đổi, ta cần thêm tùy chọn “robust” tiến hành hồi quy ước lượng hệ số 3.4.3.4 Kiểm định tự tương quan phần dư mô hình Cịn gọi tương quan chuỗi, tượng phát sinh sai số mơ hình thời kỳ lại tương quan tác động đến sai số thời kỳ khác chuỗi thời gian, ho c sai số thực thể tác động lên sai số thực thể khác chuỗi không gian Nguyên nhân tượng tự tương quan vấn đề kinh tế thường tính “quán tính” “chu kỳ”, ho c tính trễ Cũng giống tượng phương sai sai số thay đổi tượng tự tương quan làm cho hệ số hồi quy vẫnước lượng được, tuyến tính không thiên lệch không c n ước lượng hiệu Phương pháp ước lượng FEM ho c REM phương pháp hồi quy phổ biến việc ước lượng liệu dạng bảng Tuy nhiên, phương pháp thông thường dễ bị vi phạm khuyết tật mơ phương sai thay 30 đổi, tự tương quan M c dù có nhiều cách để xử lý khuyết tật này, phương pháp hồi quy chưa thể xử lý triệt để khuyết tật nghiêm trọng q trình ước lượng, nội sinh Nội sinh tương biến giải thích sinh từ mơ hình, điều vi phạm giả định hồi quy tuyến tính biến giải thích độc lập Hay nói cách khác, biến giải thích có tương quan với phần dư mơ hình Điều khiến cho kết ước lượng bị sai lệch không đáng tin cậy Để kiểm định xác định biến bị tượng nội sinh, nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định Durbin-Wu-Hausman Các bước kiểm định sau: Bƣớc 1: Xác định biến giải thích nghi ngờ bị nội sinh Thơng thường việc xác định biến giải thích nghi ngờ bị nội sinh dựa vào nghiên cứu trước theo cách tính tốn biến từ liệu thu thập Tuy nhiên, nghiên cứu tồn liệu thu thập tính tốn từ báo cáo tài ngân hàng nên biến mơ hình có nhiều khả bị ảnh hưởng yếu tố khác bao gồm phần dư mơ hình Do đó, việc kiểm định tất biến giải thích sử dụng mơ hình cần thiết để tránh bỏ sót biến bị nội sinh Bƣớc 2: Dùng biến nghi ngờ làm biến phụ thuộc thực hồi quy với biến độc lập lại Tải FULL (83 trang): https://bit.ly/3ibGGSg Dự phòng: fb.com/TaiHo123doc.net Bƣớc 3: Trích phần dư mơ hình hồi quy bước Bƣớc 4: Đưa phần dư vừa trích vào mơ hình để thay cho biến độc lập thực hồi quy ước lượng Nếu biến phần dư có ý nghĩa thống kê biến nghi ngờ ban đầu chắn bị nội sinh Các bước lý thuyết kiểm định Durbin Wu Hausman, nhiên, thực tế tiến hành ước lượng mơ hình hồi quy hai giai đoạn (2SLS) biến mơ hình hồi quy gốc; từ lựa chọn biến nghi ngờ bị nội sinh Cuối cùng, kiểm định Durbin Wu Hausman thực để kiểm định biến bị nghi ngờ nội sinh có thực bị nội sinh hay không với giả thiết sau: 31 H0: Biến nghi ngờ không bị nội sinh (Biến ngoại sinh); H1: Biến nghi ngờ bị nội sinh 3.4.4 Phƣơng pháp hồi quy điều kiện Moment tổng quát (GMM) Xét khía cạnh thực tế từ hoạt động NHTM biến sử dụng mơ hình nghiên cứu thu thập tính tốn từ số liệu báo cáo tài chính, báo cáo thường niên NHTM Do đó, số liệu có tương quan mạnh với với yếu tố khác ngân hàng Do vậy, theo nghiên cứu trước việc sử dụng biến nghiên cứu thường có nhiều khả xuất hiện tượng nội sinh, gây ước lượng thiên lệch kết hồi quy, dẫn đến sai lầm kết luận Do đó, để khắc phục tượng nội sinh nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng Moment tổng quát GMM (General Method of Moments) Ưu điểm phương pháp hồi quy GMM khả tích hợp chức biến công cụ, công cụ ưu việt để xử lý vấn đề nội sinh biến giải thích.Kể từ cơng bố nay, phương pháp GMM phương pháp ưu việt đáng tin cập trường hợp ước lượng liệu bảng khắc phục tốt vấn đề nội sinh Để hiểu phương pháp GMM vận hành nào, trước hết, phải tìm hiểu khái niệm “Moment” Moment biểu thức liên hệ tham số (function of parameters) liệu nghiên cứu Hay nói cách khác, Moment hàm liệu thực nghiệm với ẩn số tham số cần ước lượng Biểu thức liên hệ hay thường gọi điều kiện Moment (Moment Conditions) Phương pháp GMM phương pháp thống kê cho phép kết hợp liệu kinh tế quan sát điều kiện Moments tổng thể để ước lượng tham số chưa biết mô hình kinh tế Phương pháp GMM lần sử dụng Hansen (1982) Lý gọi phương pháp “General” phương pháp cho phép ước lượng trường hợp số Moments nhiều số tham số cách sử dụng ma trận trọng số phương sai ho c hiệp phương sai Phương pháp GMM sử dụng phổ biến ước lượng liệu bảng động 32 tuyến tính ho c liệu bảng vi phạm tính chất quan trọng kinh tế lượng phương sai thay đổi tự tương quan Sau thực hồi quy theo phương pháp GMM kiểm định sau thực để đảm bảo mơ hình hồi quy phù hợp trước tiến hành phân tích: 3.4.4.1 Kiểm định tự tương quan (Arellano-Bond) Kiểm định tự tương quan Arellano- ond đề xuất Arellano-Bond (1991) để kiểm tra tính chất tự tương quan sai số dạng sai phân bậc phương pháp GMM Do đó, chuỗi sai phân m c nhiên có sai phân bậc AR(1) nên bỏ qua Tương quan bậc hai AR(2) kiểm định chuỗi sai phân sai số để phát hiện tượng tự tương quan sai số bậc AR(1) Nói cách khác, kiểm định Arellano-Bond tự tương quan (Autocorrelation) có giả thiết H0: Không tồn tự tương quan sai phân sai số Kiểm định AR(1) sai phân bậc thường bác bỏ giả thiết H0 vì: D(eit) = eit – eit-1 D(eit-1) = eit-1 – eit-2 => D(eit) D(eit-1) chứa eit-1 Do đó, kiểm định AR(2) thường quan trọng phát tự tương quan bậc gốc Tải FULL (83 trang): https://bit.ly/3ibGGSg Dự phòng: fb.com/TaiHo123doc.net 3.4.4.2 Kiểm định phù hợp biến công cụ (Sargan Hansen) Kiểm định Sargan Hansen xác định tính chất phù hợp biến công cụ mô hình GMM Đây kiểm định giới hạn nội sinh (Over-identifiyng restrictions) mơ hình Kiểm định Sargan/ Hansen có giả thiết H0: biến cơng cụ ngoại sinh, nghĩa biến độc lập, không tương quan với phần dư mơ hình Do đó, giá trị p-value kiểm định Sargan Hansen yêu cầu phải lớn 0.1 Để kiểm định Sargan khơng bị yếu số lượng biến công cụ lựa chọn nguyên tắc phải nhỏ ho c số lượng nhóm (Ngân hàng) 33 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Thống kê mô tả biến 4.1.1 Bảng thống kê mô tả b liệu Bảng 4.1.1 thể thống kê mô tả cho mẫu liệu 23 ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2005 – 2017 Các giá trị thống kê cho thấy thông tin tổng quát biến sử dụng mơ hình Bảng 4.1.1 – Thống kê mơ tả b liệu Biến Risk HHI HHI2 LnA GrowA Loan_A Depo_A E_A Exp_A GDPPC INF Số quan sát 293 291 291 293 270 293 293 293 293 299 299 Trung bình 0.3723186 0.1971568 0.0466059 17.68974 0.4469567 0.5297734 0.6019904 0.1127874 0.0159172 0.0519453 0.0839275 Đ lệch chuẩn 0.1161358 0.0881009 0.0389625 1.542732 0.8474455 0.1397997 0.137266 0.0758908 0.0063012 0.0074278 0.0592278 Giá trị nhỏ nh t 0.2325318 0 11.88353 -0.3923963 0.113904 0.0005237 0.026698 0.0039602 0.0406606 0.008786 Giá trị lớn nh t 1.455842 0.4874107 0.2375692 20.90749 7.79066 0.879721 0.8921708 0.712055 0.0532144 0.0655077 0.2311632 iến Risk đại diện cho mức độ rủi ro phá sản ngân hàng có giá trị dao động từ 0.23 đến 1.45 Mức độ biến Risk lớn rủi ro phá sản cao Risk 34 36 38 42 44 ngược lại 2005 2010 2015 2020 Year Hình 4.1.1a - Biểu đồ số hiệu chỉnh rủi ro Risk 34 6676899 ... ngân hàng thương mại đa dạng hóa nguồn thu nhập tác động đến mức độ rủi ro ngân hàng? Dù có quan điểm cho đa dạng hóa thu nhập giảm thiểu phân tán rủi ro Hoạt động tín dụng ngân hàng mức độ ngân. .. 2.2.1 Tác động tích cực đa dạng hóa việc giảm thiểu rủi ro ngân hàng 12 2.2.2 Tác động tiêu cực đa dạng hóa làm gia tăng rủi ro ngân hàng 14 2.2.3 Tác động phi tuyến đa dạng hóa rủi ro ngân. .. hỏi định lượng tác động mức độ đa dạng hóa thu thập đến rủi ro ngân hàng, tác giả chọn đề tài nghiên cứu: ? ?Tác đ ng đa dạng hóa c u tr c thu nhập đến rủi ro Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam