7. Kết cấu luận án
3.3.3. Kiểm định sự bền vững của kết quả nghiên cứu
Nội dung này thực hiện thêm một số phân tích nhằm đánh giá độ tin cậy của các kết quả được ghi nhận ở nội dung trước. Với kết quả nghiên cứu thực nghiệm có ý nghĩa thống kê trong các mô hình hồi quy được đề xuất, phương pháp hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) vẫn có thể gặp phải một số vấn đề nội sinh ảnh hưởng đến kết quả.
Phân tích trong mục 3.3.2 cho thấy tác động cùng chiều của sở hữu nhà nước và sở hữu tập trung đến rủi ro của NHTM và tác động ngược chiều của sở hữu NĐT trong nước và sở hữu nước ngoài đến rủi ro của NHTM sau khi đã kiểm soát những biến đặc thù ngân hàng và các ảnh hưởng cố định năm có thể tác động chi phối đến mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và rủi ro của NHTM. Kết quả này là một minh chứng ủng hộ cho lập luận rằng sở hữu nhà nước và sở hữu tập trung càng cao thì rủi ro của NHTM càng cao, trong khi đó đối với sở hữu NĐT trong nước và sở hữu nước ngoài thì tỷ lệ này càng cao, rủi ro càng thấp. Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu vẫn có thể tồn tại vấn đề nội sinh và có thể ảnh hưởng đến kết quả phân tích.
Vấn đề nội sinh đáng quan tâm là khả năng tác động ngược chiều của rủi ro đến cấu trúc sở hữu vẫn có thể tồn tại. Điều này có thể xảy ra nếu các nhà đầu tư (nhà nước, nước ngoài, trong nước và cổ đông lớn) chủ ý lựa chọn các NHTM có rủi ro thấp. Nói cách khác, có khả năng các nhà đầu tư xem xét mức độ rủi ro của các NHTM để lựa chọn góp vốn chủ sở hữu. Để hạn chế tác động ngược lại của biến rủi ro đến cấu trúc sở hữu, các mô hình nghiên cứu xem xét thêm các giá trị trễ của biến độc lập trong mô hình, đó là phương pháp sử dụng biến trễ trong mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) (Dang, Moshirian, Nguyen, và Zhang, 2019; Deng và Li, 2018; An và Zhang, 2013). Theo đó, các biến sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và sở hữu NĐT trong nước và sở hữu tập trung sẽ nhận giá trị trễ (giá trị t-1). Cụ thể, nghiên cứu thực hiện hồi quy với mô hình sau:
Riskit= β0+ β1OWNit-1+ β2CONTROLit + Ɵi + δt +εit
Bảng 3.23: Cấu trúc sở hữu và rủi ro của NHTM Việt Nam
Bảng 3.23 trình bày kết quả của mô hình hồi quy có dạng như sau: Riskit= β0+ β1OWNit-1+ β2CONTROLit + θi+ δt +εit
Trong đó, Risktit: là rủi ro của NHTM được đo lường bởi ADZ, SDROA, SDROE; OWNit là cấu trúc sở hữu được đo lường bởi tỷ lệ sở hữu nhà nước (SO), tỷ lệ sở hữu nước ngoài (FO), tỷ lệ sở hữu NĐT trong nước (DO), mức độ sở hữu tập trung (CO); Controlitlà các biến kiểm soát bao gồm: EFF, LOA, ROE, SIZE, LIQ. Mô hình hồi quy cũng bao gồm hiệu ứng cố định của ngân hàng (θi) và hiệu ứng cố định năm (δt). Sai số chuẩn robust được sử dụng và được ước lượng theo cụm mỗi ngân hàng. *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. Định nghĩa các biến được trình bày ở Mục 2.3. Mẫu nghiên cứu gồm 26 NHTM Việt Nam trong khoảng thời gian 2007-2019.
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12)
BIẾN SDROA SDROE ADZ SDROA SDROE ADZ SDROA SDROE ADZ SDROA SDROE ADZ
Sở hữu nhà nƣớct-1 0,008*** 0,069*** -0,366 (3,27) (3,59) (-1,22) Sở hữu NĐT trong nƣớct-1 -0,005** -0,054*** 0,223 (-2,17) (-2,71) (0,71) Sở hữu nƣớc ngoàit-1 -0,007** -0,050** 0,607 (-2,29) (-2,29) (1,54) Sở hữu tập trungt-1 0,001 0,002 -0,172* - (1,63) (0,37) (-1,74) Quy mô 0,002*** -0,004 0,253*** -0,002*** -0,004 0,248*** -0,002*** -0,008* 0,248*** -0,003*** -0,009*** 0,259*** (-3,12) (-0,84) (3,27) (-4,14) (-0,73) (3,20) (-3,09) (-1,72) (3,20) (-7,69) (-2,64) (5,09) Tỷ lệ cho vay -0,001 0,019 0,129 -0,002 0,020 0,097 -0,001 0,022 0,097 -0,001 0,001 0,314 (-0,52) (1,21) (0,53) (-0,85) (1,30) (0,40) (-0,62) (1,38) (0,40) (-0,78) (0,08) (1,46) Tỷ lệ thanh khoản -0,000 -0,001 0,031 -0,000 -0,001 0,029 -0,000 -0,001 0,029 -0,000 -0,001 0,024 (-0,61) (-0,88) (1,44) (-1,02) (-0,81) (1,33) (-0,68) (-0,97) (1,33) (-0,63) (-0,93) (1,05) - - -
Hiệu quả hoạt động 0,001 0,030* -0,853*** 0,001 0,029* 0,812*** 0,001 0,026 0,812*** 0,000 0,029* 0,809*** (0,27) (1,84) (-3,31) (0,65) (1,74) (-3,10) (0,42) (1,53) (-3,10) (0,21) (1,74) (-3,11) Tỷ suất LN trên - - - VCSH 0,012*** 0,094*** -2,807*** 0,013*** 0,092*** 2,746*** 0,012*** 0,089*** 2,746*** 0,012*** 0,118*** 3,032*** (2,78) (2,83) (-5,35) (3,14) (2,77) (-5,17) (2,91) (2,65) (-5,17) (2,76) (3,70) (-6,05) Hằng số 0,028*** 0,040 -1,134 0,040*** 0,093 -1,365 0,035*** 0,115* -1,365 0,049*** 0,125*** -1,335** (3,28) (0,60) (-1,07) (5,19) (1,52) (-1,40) (4,52) (1,87) (-1,40) (8,72) (2,97) (-2,03) Số quan sát 285 285 285 284 284 284 284 284 284 259 259 259 R2 điều chỉnh 36,61% 20,10% 31,91% 37,02% 21,31% 31,61% 38,06% 19,33% 31,61% 19,96% 4,22% 16,44% 119
Bảng 3.23 trình bày các kết quả của phân tích sử dụng giá trị trễ tương ứng cho tác động của cấu trúc sở hữu đến rủi ro của NHTM. Kết quả cho thấy ước lượng hệ số trên sở hữu nhà nước vẫn không thay đổi về mặt định tính và giá trị hệ số vẫn có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, trong mô hình (1) ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là 0,008** (t-statistic= 3,27) với mức ý nghĩa 1%. Tương tự, trong mô hình (2), tác động của sở hữu nhà nước lên độ lệch chuẩn ROE, ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là 0,069 (t-statistic= 3,59) với mức ý nghĩa 1%. Các kết quả này khẳng định thêm tác động thuận chiều của sở hữu nhà nước đến rủi ro của các NHTM.
Đối với sở hữu NĐT trong nước ảnh hưởng vẫn duy trì giá trị âm và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể trong mô hình (4), hệ số ước lượng của sở hữu nhà đầu tư trong nước đạt giá trị -0,005 và ý nghĩa thống kê ở mức 5%, trong mô hình (5) hệ số này đạt giá trị -0,054 với mức ý nghĩa 1%. Đối với mô hình tác động của sở hữu NĐT trong nước lên hệ số Z điều chỉnh (ADZ), hệ số ước lượng của biến sở hữu NĐT trong nước là 0,223 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Như vậy dựa trên kết quả của mô hình (4), (5) có thể kết luận thêm về mối quan hệ thuận chiều giữa sở hữu NĐT trong nước và rủi ro của NHTM.
Kết quả ước lượng từ mô hình (7) và (8) cũng cho thấy ước lượng hệ số trên sở hữu nước ngoài vẫn không thay đổi về mặt định tính và giá trị hệ số vẫn âm và có có ý nghĩa thống kê. Cụ thể trong mô hình (7), (8) hệ số ước lượng của biến sở hữu nước ngoài lần lượt đạt giá trị -0,007 và -0,050 với mức ý nghĩa 5%. Trong mô hình tác động của sở hữu tập trung lên tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE), hệ số ước lượng của biến sở hữu tập trung là dương nhưng không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó kết quả ước lượng từ mô hình tác động của sở hữu tập trung lên hệ số Z điều chỉnh (12), hệ số ước lượng của biến sở hữu tập trung là âm (-0,172) với mức ý nghĩa 10%. Như vậy, cũng có thể kết luận thêm về mối quan hệ thuận chiều giữa sở hữu tập trung và rủi ro của NHTM.
Tóm lại, bảng 3.23 cho thấy các kết quả thực nghiệm vẫn đồng nhất và phù hợp với các giả thuyết đưa ra khi thực hiện kiểm định bằng các phương pháp hồi quy khác nhau. Điều này khẳng định thêm tính bền vững của kết quả nghiên cứu.
3.3.4. Phân tích cơ chế tác động của cấu trúc sở hữu đến rủi ro của NHTM Việt Nam.
3.3.4.1. Tác động của sở hữu nhà nước đến rủi ro thông qua cơ chế quản trị
Kết quả nghiên cứu được trình bày ở mục 3.3.2.1 ủng hộ cho quan điểm rằng sở hữu nhà nước càng cao, rủi ro của các NHTM càng cao. Nội dung này sẽ nghiên cứu cơ chế thông qua đó sở hữu nhà nước có thể ảnh hưởng cùng chiều đến rủi ro. Có 2 quan điểm đề cập đến tác động của sở hữu nhà nước đến rủi ro. Quan điểm thứ nhất cho rằng sở hữu nhà nước sẽ bảo đảm sự vững chắc về tài chính và tăng cường khả năng quản trị tốt hơn cho các NHTM. Hơn nữa, ở các nước kém phát triển, sở hữu nhà nước là cần thiết để phát triển kinh tế, tài chính và cuối cùng là thúc đẩy tăng trưởng. Thông qua việc tham gia vào các NHTM, chính phủ đạt được các mục tiêu chính trị xã hội. Theo quan điểm thứ hai, các nhà quản lý trong các đơn vị có sở hữu nhà nước không được kiểm soát chặt chẽ như các nhà quản lý trong khu vực tư nhân. Do đó, họ ít nỗ lực hơn so với các nhà quản lý thuộc khu vực tư nhân hoặc dịch chuyển các nguồn lực vì lợi ích cá nhân (Lang và So, 2002). Các mục tiêu chính trị cũng có thể làm thay đổi chức năng của các ngân hàng có sở hữu nhà nước vì thông qua loại hình ngân hàng này chính phủ tài trợ cho các các dự án không hiệu quả vì lý do chính trị hoặc đôi khi là lạm quyền (thông qua hối lộ) (Shleifer và Vishny, 1986). Như vậy, sở hữu nhà nước và chế quản trị công ty có thể có thể có vai trò thay thế hoặc bổ sung cho nhau khi ảnh hưởng cùng chiều với rủi ro của NHTM.
Để nghiên cứu vấn đề này, luận án mở rộng mô hình trước đây bằng cách thêm một hệ số tương tác giữa biến sở hữu nhà nước với biến đo lường cơ chế quản trị công ty. Biến đại diện cho nhân tố quản trị công ty trong nghiên cứu bao gồm là số thành viên độc lập (INDB), quy mô HĐQT (BOARD) và số thành viên nữ trong HĐQT (FEM). Cụ thể, nghiên cứu thực hiện hồi quy với mô hình sau:
Bảng 3.24: Tác động của sở hữu nhà nƣớc đến rủi ro của NHTM thông qua cơ chế quản trị
Bảng 3.24 trình bày kết quả của mô hình hồi quy có dạng như sau: Riskit= β0+ β1SOit+ β2CGit+ β3SOit*CGit + β4CONTROLit +δt +εit
Trong đó, Riskit là rủi ro của NHTM được đo lường bởi độ lệch chuẩn ROA, độ lệch chuẩn ROE hệ số Z điều chỉnh; SOit là tỷ lệ sở hữu nhà nước; CGit là biến quản trị công ty được đo lường bởi quy mô HĐQT (BOARD); Controlit là các biến kiểm soát bao gồm: Quy mô (SIZE), Tỷ lệ lợi nhuận trên VCSH (ROE), Tỷ lệ cho vay (LOA), Tỷ lệ thanh khoản (LIQ), hiệu quả hoạt động (EFF) và hiệu ứng cố định năm (δt). Sai số chuẩn robust được sử dụng và được ước lượng theo cụm mỗi ngân hàng. *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. Định nghĩa các biến được trình bày ở Mục 2.3. Mẫu nghiên cứu gồm 26 NHTM Việt Nam trong khoảng thời gian 2007-2019.
Biến Độ lệch chuẩnROA Độ lệch chuẩnROE Hệ số Z điềuchỉnh
Sở hữu Nhà nước 0,007*** 0,044** -0,942***
(2,70) (2,29) (-2,97)
Quy mô HĐQT 0,000* 0,003*** -0,033**
Sở hữu NN* Quy mô (1,95) (3,19) (-2,25)
HĐQT -0,001** -0,006** 0,113***
(-2,55) (-2,53) (2,83)
Quy mô -0,003*** -0,008*** 0,228***
Tỷ suất sinh lời trên (-7,18) (-2,63) (4,54)
VCSH 0,010*** 0,110*** -2,960*** (2,74) (3,89) (-6,38) Tỷ lệ cho vay -0,000 0,014 0,147 (-0,14) (1,09) (0,71) Tỷ lệ thanh khoản -0,000 -0,001 0,029 (-0,82) (-1,08) (1,29)
Hiệu quả hoạt động 0,001 0,023 -0,815***
(0,28) (1,59) (-3,44) Hằng số 0,040*** 0,094** -0,618 (7,80) (2,36) (-0,95) Ảnh hưởng cố định năm Có Có Có Số quan sát 293 293 293 R2 điều chỉnh 19,80% 8,95% 18,18%
Bảng 3.24 trình bày kết quả tác động của sở hữu nhà nước đến rủi ro của NHTM Việt Nam thông qua cơ chế quản trị. Biến chính trong mô hình này là hệ số tương tác giữa biến sở hữu nhà nước với biến đại diện cơ chế quản trị (quy mô
HĐQT). Luận án sử dụng 3 biến đại diện cho nhân tố quản trị công ty bao gồm: số thành viên độc lập (INDB), quy mô HĐQT (BOARD) và số thành viên nữ trong HĐQT (FEM). Tuy nhiên kết quả nghiên cứu chỉ trình bày 1 biến là quy mô HĐQT vì biến số thành viên độc lập và biến số thành viên nữ trong HĐQT đều không có ý nghĩa thống kê.
Kết quả cũng cho thấy hệ số ước lượng trên biến tương tác sở hữu nhà nước*Quy mô HĐQT là âm và ý nghĩa thống kê trên cả hai mô hình hồi quy cho hai biến độ lệch chuẩn ROA, độ lệch chuẩn ROE với mức ý nghĩa 5% và hệ số này là dương với mức ý nghĩa 1% đối với hệ số Z điều chỉnh. Kết quả này ủng hộ giả thuyết sở hữu nhà nước thông qua cơ chế quản trị công ty tác động đến rủi ro của các NHTM Việt Nam và tác động của sở hữu nhà nước đến rủi ro yếu hơn trong các ngân hàng có cơ chế quản trị công ty mạnh. Hay nói cách khác, vai trò của sở hữu nhà nước yếu đi ở những NHTM có cơ chế quản trị công ty mạnh và mạnh lên ở những NHTM có cơ chế QTCT yếu. Kết quả này hàm ý rằng có thể gia tăng tỷ lệ sở hữu nhà nước ở các NHTM có cơ chế quản trị công ty yếu và giảm tỷ lệ sở hữu nhà nước ở các NHTM có cơ chế quản trị công ty mạnh để giảm rủi ro của các NHTM Việt Nam.
3.3.4.2. Tác động của sở hữu NĐT trong nước đến rủi ro thông qua cơ chế quản trị
Kết quả nghiên cứu được trình bày ở mục 3.3.2.2 ủng hộ cho giả thuyết có mối quan hệ nghịch chiều giữa sở hữu NĐT trong nước và rủi ro của NHTM. Nội dung này của luận án nghiên cứu cơ chế thông qua đó sở hữu NĐT trong nước có thể tác động tiêu cực đến rủi ro. Các NHTM có tỷ lệ sở hữu NĐT trong nước cao có khả năng lựa chọn các nhà quản lý có kiến thức chuyên môn cao trong lĩnh vực ngân hàng và có khả năng tối đa hóa lợi nhuận của các cổ đông, giảm thiểu rủi ro. Nhiều nghiên cứu đã thấy rằng các ngân hàng thuộc sở hữu NĐT trong nước có hiệu quả quản lý tốt hơn, tăng trưởng tài sản tốt hơn và chất lượng cho vay tốt hơn so với các ngân hàng có sở hữu nhà nước. Thêm vào đó, các ngân hàng thuộc NĐT trong nước có cơ chế quản trị tốt hơn nên khả năng sinh lời tốt hơn và rủi ro thấp hơn so với các NHTM thuộc sở hữu nhà nước. Như vậy, sở hữu NĐT trong nước có thể thông qua nhiều cơ chế tác động nghịch chiều đến rủi ro của NHTM. Tuy nhiên, trong nội dung này, luận án chỉ tập trung nghiên cứu tác động của cơ chế quản trị. Mô hình nghiên cứu sau đây sẽ xem xét vai trò của sở hữu NĐT trong nước và cơ chế quản trị công ty là bổ sung cho nhau hay thế cho nhau khi tác động đến rủi ro của NHTM. Mô hình mới sẽ được bổ sung thêm hệ số tương tác giữa biến sở hữu
nhà nước với biến đo lường cơ chế quản trị công ty (bao gồm quy mô HĐQT, số thành viên độc lập, số thành viên nữ trong HĐQT). Cụ thể, nghiên cứu thực hiện hồi quy với mô hình sau:
Riskit= β0+ β1DOit+ β2CGit+ β3DOit*CGit + β4CONTROLit +δt +εit
Bảng 3.25: Tác động của sở hữu NĐT đến rủi ro của NHTM thông qua cơ chế quản trị
Bảng 3.25 trình bày kết quả của mô hình hồi quy có dạng như sau: Riskit= β0+ β1DOit+ β2CGit+ β3DOit*CGit + β4CONTROLit +δt +εit
Trong đó, Riskitlà rủi ro của NHTM được đo lường bởi độ lệch chuẩn ROA, độ lệch chuẩn ROE hệ số Z điều chỉnh; DOit là tỷ lệ sở hữu NĐT trong nước; CGit là biến quản trị công ty được đo lường bởi quy mô HĐQT (BOARD); Controlitlà các biến kiểm soát bao gồm: Quy mô (SIZE), Tỷ suất sinh lời trên VCSH (ROE), Tỷ lệ cho vay (LOA), Tỷ lệ thanh khoản (LIQ), hiệu quả hoạt động (EFF) và hiệu ứng cố định năm (δt). Sai số chuẩn robust được sử dụng và được ước lượng theo cụm mỗi ngân hàng. *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. Định nghĩa các biến được trình bày ở Mục 2.3. Mẫu nghiên cứu gồm 26 NHTM Việt Nam trong khoảng thời gian 2007-2019.
Biến Độ lệch chuẩn ROA Độ lệch chuẩn ROE Hệ số Z điều chỉnh
Sở hữu NĐT trong nước -0,008*** -0,042** 1,024***
(-3,06) (-2,18) (3,26)
Quy mô HĐQT -0,001** -0,002 0,075**
(-2,24) (-1,09) (2,40)
Sở hữu NĐT trong nước* Quy
mô HĐQT 0,001*** 0,005** -0,122***
(2,69) (2,16) (-2,96)
Quy mô -0,003*** -0,009*** 0,243***
(-7,18) (-2,78) (4,61)
Tỷ suất sinh lời trên VCSH 0,010*** 0,114*** -2,984***
(2,82) (4,02) (-6,46)
Tỷ lệ cho vay -0,000 0,010 0,137
(-0,20) (0,82) (0,66)
Tỷ lệ thanh khoản -0,000 -0,001 0,030
(-0,86) (-1,05) (1,34)
Hiệu quả hoạt động 0,001 0,026* -0,840***
(0,45) (1,81) (-3,52) Hằng số 0,049*** 0,144*** -1,720** (8,79) (3,35) (-2,45) Ảnh hưởng cố định năm Có Có Có Số quan sát 292 292 292 R2 điều chỉnh 20,48% 8,44% 18,66%
Bảng 3.25 trình bày kết quả cơ chế thông qua đó của sở hữu NĐT trong nước ảnh hưởng đến rủi ro của NHTM Việt Nam. Trong mô hình nghiên cứu tác giả sử