PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CU Ứ
3.1.1.Mô hình nghiên cứu thực nghiệm đối với RQ
Như đã trình bày trong Mục 2.2.4.3, Chương 2, luận án này sử dụng mô hình Panzar – Rosse để phân tích ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của các NHTM Việt Nam.
H-Statistic trong mô hình Panzar – Rosse chính là độ co giãn của doanh thu theo giá các yếu tố đầu vào. Do mô hình dạng Log – Log có các hệ số hồi quy chính là độ co giãn của biến phụ thuộc tương ứng với sự thay đổi của biến độc lập, nên trong nghiên cứu thực nghiệm mô hình Panzar – Rosse được sử dụng với mô hình doanh thu rút gọn dạng Log – Log. Mô hình Panzar – Rosse được sử dụng khá phổ biến trong các nghiên cứu về cạnh tranh của thị trường ngân hàng. Nghiên cứu này sử dụng mô hình Panzar – Rosse được cải tiến gần đây bởi Bikker và cộng sự (2012). Sự cải tiến của Bikker và cộng sự (2012) với biến doanh thu không định tỷ
biệt được thị trường cạnh tranh hoàn hảo với thị trường cạnh tranh không hoàn hảo. Mô hình Panzar – Rosse dạng tổng quát trong nghiên cứu thực nghiệm như sau:
1 1 n i i m j i i j LnR α βlnw γ lnBSF ε = = = +∑ +∑ + 38338\* MERGEFORMAT (.)
R là doanh thu của ngân hàng, wi là yếu tố đầu vào thứ i, n số lượng yếu tố đầu vào bao gồm giá vốn huy động, chi phí nhân viên và giá vốn vật chất, BSF là vector gồm m biến đặc trưng cho mỗi ngân hàng. Sau đó, hệ số H-Statistic được tính bằng: 1 n i i H Statistic β = − =∑
Để phân tích ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam, luận án sử dụng mô hình Panzar - Rosse với biến tương tác dựa theo ý tưởng của Mulyaningsih và cộng sự (2015), khi đó Mô hình 3.1 được triển khai như sau:
1 1 2 2 3 3 1 2 4 1 5 2 6 3 3 4 ) ln( ) ln( ) ln( ) ln( ) ln( ) ln( ) ln( ) ln( ) ln ( ( * * * ( )* ln )* it it it it it it it it it it it it L LO LO n R w w w AS w D w D w D D AS D α β β β γ γ β β β γ γ ε = + + + + + + + + + + + 39339\* MERGEFORMAT (.)
Trong đó, D là biến giả đại diện cho nhóm NHNNg. Biến giả này sẽ nhận giá trị là 1 nếu là NHNNg và nhận giá trị bằng 0 nếu là ngân hàng trong nước. Các biến tương tác đầu vào trong mô hình Panzar – Rosse của nhóm NHNNg khi D = 1 là
w1it*D, w2it*D và w3it*D. Giá trị thống kê H-Statistic của toàn thị trường bao gồm nhóm ngân hàng trong nước và nhóm NHNNg (H-TTNHVN) sẽ bằng tổng của 3 hệ số hồi quy (β1 + β2 + β3) của 3 biến ln(w1), ln(w2), ln(w3). H-Statistic của nhóm NHNNg (H-NHNNg) chính là tổng của 3 hệ số hồi quy (β4 + β5 + β6) của 3 biến tương
77
tác w1it*D, w2it*D và w3it*D (khi D = 1). Giá trị H-NHNNg thể hiện mức ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam. Nếu H-NHNNg
lớn hơn 0 thì thâm nhập của NHNNg có tác động làm tăng mức độ cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam. Ngược lại, nếu H-NHNNg nhỏ hơn 0 thì thâm nhập của NHNNg làm giảm mức độ cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam. Trong trường hợp H-NHNNg bằng 0, điều này có nghĩa là thâm nhập của NHNNg không ảnh hưởng đến cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam. Các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu được mô tả trong Bảng 3.1.
Bảng 3.1: Mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu đối với RQ1
Biến Định nghĩa Hệ số
hồi quy
Dấu kỳ vọng
Rit Thu lãi và thu ngoài lãi của ngân hàng i tại thời điểm t
Nhóm biến liên quan đến các yếu tố đầu vào của ngân hàng
w1it
Tỷ lệ chi phí lãi trên tổng vốn huy động ngân hàng i
tại thời điểm t β1
w2it
Tỷ lệ chi phí nhân viên trên tổng tài sản ngân hàng i
tại thời điểm t β2
w3it
Tỷ lệ chi phí khác trên tổng tài sản ngân hàng i tại
thời điểm t β3
Nhóm biến liên quan đến các đặc điểm của ngân hàng
LOit
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản ngân hàng i tại
thời điểm t γ1
ASit Tổng tài sản ngân hàng i tại thời điểm t γ2
D Biến giả bằng 1 nếu là NHNNg, bằng 0 nếu là ngân
hàng trong nước
Nhóm biến tương tác
w1it*D
Biến tương tác giữa tỷ lệ chi phí lãi trên tổng vốn huy
động của ngân hàng i tại thời điểm t với biến giả D β4
(β4 + β5
+ β6) > 0
w2it*D
Biến tương tác giữa tỷ lệ chi phí nhân viên trên tổng
tài sản của ngân hàng i tại thời điểm t với biến giả D β5 w3it*D
Biến tương tác giữa tỷ lệ chi phí khác trên tổng tài
sản của ngân hàng i tại thời điểm t với biến giả D β6 LOit*D Biến tương tác giữa tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài
ASit*D
thời điểm t với biến giả D γ4
Nguồn: Tác giả tổng hợp.
Biến doanh thu trong mô hình Panzar – Rosse
Mộ số nghiên cứu sử dụng biến doanh thu như là biến giá đầu ra của ngân hàng hay biến doanh thu có định tỷ lệ bằng cách chia doanh thu cho tổng tài sản - doanh thu trên mỗi đơn vị tài sản (Bikker và Haaf, 2002; Molyneux và cộng sự, 1994). Tuy nhiên, theo Bikker và cộng sự (2012) việc sử dụng biến giá đầu ra hay biến doanh thu có định tỷ lệ là cách xác định sai vì sẽ không phân biệt được thị trường cạnh tranh hoàn hảo và cạnh tranh không hoàn hảo (đặc biệt là trường hợp cạnh tranh độc quyền) do H-Statistic lúc này đều lớn hơn 0 kể cả trong trường hợp thị trường độc quyền.
Bikker và cộng sự (2012) cho rằng khi biến phụ thuộc là giá bán hay doanh thu có định tỷ lệ thì mô hình nghiên cứu thể hiện mối quan hệ giữa giá bán và giá chi phí đầu vào (trong khi mô hình Panzar – Rosse thể hiện mối quan hệ giữa doanh thu và giá chi phí đầu vào). Trong thị trường độc quyền, giá cả độc quyền là hàm tăng theo chi phí biên (), nghĩa là H-Statistic > 0 (theo mô hình Panzar – Rosse thì H-Statistic trong trường hợp thị trường độc quyền phải nhỏ hơn 0).
Do vậy, nghiên cứu này sử dụng biến phụ thuộc là biến doanh thu không định tỷ lệ dựa trên khuyến nghị của Gelos và Roldos ( 2004) và Bikker và cộng sự (2012) trong mô hình nghiên cứu.
Biến đầu vào trong mô hình Panzar – Rosse
Để xác định biến giá các yếu tố đầu vào, nghiên cứu lược khảo các công trình nghiên cứu có sử dụng mô hình Panzar – Rosse đo lường cạnh tranh trong ngành ngân hàng.
Molyneux và cộng sự (1 994) sử dụng mô hình Panzar – Rosse để kiểm tra điều kiện cạnh tranh của ngành ngân hàng ở các nước Châu Âu giai đoạn 1986 – 1989. Nghiên cứu sử dụng các biến đầu vào của mô hình Panzar – Rosse là tỷ lệ chi phí lãi trên tổng vốn huy động đại diện cho giá đầu vào của vốn huy động, tỷ lệ chi
79
phí nhân viên trên tổng tài sản đại diện cho giá đầu vào của nhân viên, tỷ lệ chi phí khác trên tài sản đại diện cho giá đầu vào của vốn vật chất.
Bikker và Haaf (2002) sử dụng mô hình Panzar – Rosse với các biến đầu vào tương tự Molyneux và cộng sự (1994) để kiểm tra mối quan quan hệ giữa cạnh tranh và tập trung trong ngành ngân hàng tại 23 quốc gia công nghiệp phát triển.
Claessens và Laeven (2004) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cạnh tranh ngân hàng tại 50 quốc gia giai đoạn 1994 – 2001. Nghiên cứu sử dụng mô hình Panzar – Rosse với các biến đầu vào tương tự Molyneux và cộng sự (1994).
Jeon và cộng sự (2011) sử dụng mô hình Panzar – Rosse nghiên cứu tác động của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của thị trường ngân hàng 17 nền kinh tế mới nổi tại châu Á và Mỹ Latinh giai đoạn 1997 – 2008. Nghiên cứu sử dụng các biến đầu vào của mô hình Panzar – Rosse tương tự Molyneux và cộng sự (1994).
Bikker và cộng sự (2012) cũng sử dụng mô hình Panzar – Rosse với các biến đầu vào tương tự Molyneux và cộng sự (1994) để xem xét các vấn đề cân bằng thị trường, biến tỷ lệ, chi phí khi sử dụng mô hình Panzar – Rosse với mẫu dữ liệu ngân hàng tại 67 quốc gia giai đoạn 1986 – 2004.
Liu và cộng sự (2012) sử dụng mô hình Panzar – Rosse nghiên cứu cạnh tranh và rủi ro trong ngành ngân hàng ở các nước Đông Nam Á giai đoạn 1998 – 2008. Nghiên cứu sử dụng các biến đầu vào trong mô hình Panzar – Rosse tương tự Molyneux và cộng sự (1994).
Mulyaningsih và cộng sự (2015) kiểm tra ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến mức độ cạnh tranh của thị trường ngân hàng Indonesia giai đoạn 1980 – 2010 bằng mô hình Panzar – Rosse hiệu chỉnh do Bikker và cộng sự (2012) phát triển. Các biến đầu vào của mô hình Panzar – Rosse trong nghiên cứu này tương tự Molyneux và cộng sự (1994).
Tahir và cộng sự (2016) nghiên cứu bản chất cạnh tranh trong lĩnh vực ngân hàng của Pakistan bằng mô hình Panzar – Rosse giai đoạn 2007 – 2015. Nghiên cứu
cộng sự (1994).
Fuior và Bejenar (2018) sử dụng mô hình Panzar – Rosse với các biến đầu vào tương tự Molyneux và cộng sự (1994) để đánh giá cạnh tranh trong lĩnh vực ngân hàng Moldoval giai đoạn 2012 – 2016.
Qua lược khảo các nghiên cứu sử dụng mô hình Panzar – Rosse đo lường cạnh tranh trong lĩnh vực ngân hàng cho thấy các nghiên cứu đều sử dụng 3 biến đầu vào là giá đầu vào của vốn huy động, giá đầu vào của nhân viên, giá đầu vào của vốn vật chất trong mô hình Panzar – Rosse.
Kế thừa các nghiên cứu trước đây, luận án này cũng sử dụng 3 biến đầu vào là tỷ lệ chi phí lãi trên tổng vốn huy động đại diện cho giá đầu vào của vốn huy động, tỷ lệ chi phí nhân viên trên tổng tài sản đại diện cho giá đầu vào của nhân viên, tỷ lệ chi phí khác trên tài sản đại diện cho giá đầu vào của vốn vật chất trong mô hình Panzar – Rosse.
Các biến giải thích khác của mô hình Panzar – Rosse
Theo Bikker và cộng sự (2012) thay vì chia doanh thu cho tổng tài sản, biến tổng tài sản (AS) sẽ được đưa vào làm biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu. Ngoài ra, các nghiên cứu còn đưa biến giải thích liên quan đến đặc điểm của ngân hàng là tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, tỷ lệ dư nợ trên tài sản, tỷ lệ vốn huy động trên tài sản (Bikker và cộng sự, 2012; Claessens và Laeven, 2004; Liu và cộng sự, 2012; Mulyaningsih và cộng sự, 2015). Nghiên cứu này sử dụng biến tỷ lệ dư nợ trên tài sản (LO) làm biến đại diện cho đặc điểm hoạt động của ngân hàng, vì thu nhập lãi của các ngân hàng Việt Nam chiếm tỷ trọng lớn trong tổng thu nhập, do vậy, biến tỷ lệ dư nợ trên tài sản sẽ ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là biến doanh thu trong mô hình.
81
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. Kiểm định cân bằng dài hạn như sau:
Giả định để H-Statistic∈
(0,1) là thị trường ngân hàng hoạt động trong trạng thái cân bằng dài hạn (Panzar và Rosse, 1987; Shaffer, 1982). Nếu thị trường không điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn thì việc ước tính hệ số H-Statistic sẽ không chính xác.
Shaffer (1982) đề xuất một phương pháp kiểm định cân bằng dài hạn thông qua việc thay biến phụ thuộc trong phương trình (3.1) bằng biến ROA, cụ thể như sau: 1 1 n m it j jit k kit it j k LnROA α β lnw γ lnBSF ε = = = +∑ +∑ + 40340\* MERGEFORMAT (.)
Biến ROA1 trong Mô hình 3.3 là lợi nhuận trước thuế trên tổng tài sản. Trong thị trường cân bằng dài hạn, thu nhập của ngân hàng không phụ thuộc vào sự thay đổi giá các yếu tố đầu vào (Shaffer, 1982), chính vì vậy, hệ số E-Statistic = (β1 + β2
+ β3) = 0. Trong đó, các hệ số β1, β2, β3 là hệ số hồi quy của 3 biến đầu vào ln(w1),
ln(w2) và ln(w3). Kiểm định cân bằng dài hạn được thực hiện bằng kiểm định F với giả thuyết gốc E-Statistic = 0. Nếu giả thuyết E-Statistic = 0 được chấp nhận thì thị trường ngân hàng đạt cân bằng dài hạn, và việc áp dụng mô hình Panzar – Rosse để đo lường mức độ cạnh tranh sẽ cho giá trị H-Statistic đáng tin cậy.