Cornett và cộng sự (2008) nhận định các Ngân hàng thương mại nhà nước tại khu vực Đông Á, và Nam Á kém hiệu quả hơn các Ngân hàng thương mại tư nhân, và còn chỉ ra rằng các Ngân hàng thương mại nhà nước càng trở nên thua kém các Ngân hàng thương mại tư nhân kể từ sau cuộc khủng hoảng kinh tế Châu Á vào 1997-1998, và sự xuống cấp này được nhìn nhận rõ ràng hơn tại các quốc gia mà sự can thiệp của chính phủ rõ nét hơn. Tương tự, các nghiên cứu của Mian (2003), Iannotta và cộng sự (2007), Olson và Zoubi (2011), Dietrich và Wanzenried (2014) cũng cho thấy các ngân hàng sở hữu tư nhân hoạt động hiệu quả hơn các ngân hàng sở hữu nhà nước ở các nước có thu nhập thấp và trung bình. Ngồi ra cũng có một số ít nghiên cứu cho kết quả ngược lại như Bhattacharyya và cộng sự (1997), Altunbas và cộng sự (2011) khi chỉ ra các Ngân hàng thương mại nhà nước hoạt động hiệu quả hơn các Ngân hàng thương mại tư nhân.
Tại Việt Nam, một số nghiên cứu về hình thức sở hữu đã được thực hiện như nghiên cứu của Nguyễn Ngọc Thanh và Nguyễn Tấn Hùng (2011), Phạm Hoàng Ân và Nguyễn Thị Ngọc Hương (2013). Các nghiên cũng đã tìm ra được ảnh hưởng của hình thức sở hữu đến lợi nhuận ngân hàng. Cụ thể Nguyễn Ngọc Thanh và Nguyễn Tấn Hùng (2011) cũng cho rằng các NHTM có sở hữu nhà nước nhìn chung là hoạt động kém hiệu quả hơn các NHTMCP, bên cạnh đó cùng kết quả nghiên cứu tương tự Phạm Hoàng Ân
và Nguyễn Thị Ngọc Hương (2013) đã chỉ ra rằng các NHTM có sở hữu nhà nước có tỷ lệ thu nhập lãi cận biên thấp hơn các NHTMCP.
Mặc dù các kết quả về ảnh hưởng của hình thức sở hữu nhà nước đến tỷ suất sinh lời của NHTM trái chiều nhau, nhưng phần lớn các kết quả cho rằng NHTM có sở hữu nhà nước hoạt động kém hơn. Do vậy, dựa trên các bài nghiên cứu trước luận văn đặt ra giả thiết hình thức sở hữu nhà nước có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP Việt Nam. Cụ thể là:
Giả thiết nghiên cứu: NHTMCP do nhà nƣớc nắm giữ cổ phần chi phối có tỷ suất sinh lời thấp hơn các NHTMCP.
4.2 Mơ hình và phƣơng pháp nghiên cứu 4.2.1 Mơ hình nghiên cứu
Dựa vào mơ hình nghiên cứu trước đây của Molyneux và Thornton (1992) và Athanasoglou (2008), cùng nhiều nghiên cứu khác. Luận văn nghiên cứu ảnh hưởng của hình thức sở hữu nhà nước đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP Việt Nam đề xuất mơ hình ước lượng tổng qt theo phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
𝑅𝑂𝐸𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑂𝑊𝑁𝑖𝑡 + 𝛽2𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡 + 𝛽3𝑂𝐶𝑖𝑡 + 𝛽4𝐶𝑅𝑖𝑡 + 𝛽5𝐶𝐴𝑖𝑡 + 𝛽6𝐿/𝐴𝑖𝑡 + 𝛽7𝐷𝑂𝑃𝑖𝑡 + 𝛽8𝐺𝐷𝑃𝑖𝑡 + 𝛽9𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 + 𝑢𝑖𝑡
Trong đó: 𝑅𝑂𝐸𝑖,𝑡: là ROE của ngân hàng thứ i tại năm thứ t,
𝑂𝑊𝑁𝑖𝑡, 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡 , 𝑂𝐶𝑖𝑡, 𝐶𝑅𝑖𝑡, 𝐶𝐴𝑖𝑡, 𝐿/𝐴𝑖𝑡, 𝐺𝐷𝑃𝑖𝑡, 𝐷𝑂𝑃𝑖𝑡, 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡: lần lượt là các nhân tố của ngân hàng thứ i tại năm thứ t
𝑢𝑖𝑡: sai số của ngân hàng thứ i tại năm thứ t, đại diện cho các nhân tố chưa được đưa và mơ hình.
Với i = 1,...,N (N = 20), t = 1,…,T (T = 8, từ năm 2007 đến năm 2014) Các nghiên cứu gần đây đã chỉ ra một vấn đề thống kê thực nghiệm tồn tại khi nghiên cứu tỷ suất sinh lời của NHTM, đó là yếu tố nội sinh (endogeneity) trong các mơ hình hồi quy. Theo Garcia-Herrero & cộng sự (2009), vấn đề nội sinh luôn hiện hữu
suất sinh lời của NHTM. Cụ thể, họ cho rằng các biến kinh tế tác động đến hoạt động ngân hàng thường mang tính nội sinh khi chúng tác động qua lại lẫn nhau (causal relationship) cũng như việc luôn tồn tại những biến số không được quan sát (unobserved variables), khiến các kết quả hồi quy nhiều khi bị sai lệch khi ước lượng. Hiệu quả kinh doanh của NHTM bị ảnh hưởng bởi các cú sốc kinh tế vĩ mô hoặc các biến động trong khu vực có quan hệ tiếp nối nhau (Berger và cộng sự, 2000). Do đó, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình động, trong đó sử dụng một biến phụ thuộc có độ “trễ” một thời kì (lagged dependent variable) làm biến độc lập trong mơ hình (Athanasoglou, 2008) như sau:
𝑅𝑂𝐸𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛿𝑅𝑂𝐸𝑖,𝑡−1+ 𝛽1𝑂𝑊𝑁𝑖𝑡 + 𝛽2𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡 + 𝛽3𝑂𝐶𝑖𝑡 + 𝛽4𝐶𝑅𝑖𝑡 + 𝛽5𝐶𝐴𝑖𝑡 + 𝛽6𝐿/𝐴𝑖𝑡 + 𝛽7𝐷𝑂𝑃𝑖𝑡 + 𝛽8𝐺𝐷𝑃𝑖𝑡 + 𝛽9𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 + 𝑢𝑖𝑡
Biến phụ thuộc (ROE)
Dựa vào nghiên cứu của Goddard và cộng sự (2004), Rokwaro (2013) luận văn sử dụng biến phụ thuộc đo lường tỷ suất sinh lời của ngân hàng là tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE). ROE được đo lường bằng cách lấy lợi nhuận ròng của ngân hàng chia cho vốn chủ sở hữu.
Biến độc lập (OWN)
Để nghiên cứu ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến tỷ suất sinh lời ngân hàng Athanasoglou (2008), Olson và Zoubi (2011), Dietrich và Gabrielle Wanzenried (2014) đã đưa vào mơ hình biến giả như sau: 1: ngân hàng sở hữu nhà nước và ngược lại là 0. Theo đó, OWNER là biến giả được đưa vào mơ hình nghiên cứu của bài luận văn, OWNER nhận giá trị bằng 1 nếu là NHTMCP do nhà nước nắm giữ cổ phần chi phối và giá trị bằng 0 nếu là NHTMCP do các cổ đơng khác nắm giữ.
Biến kiểm sốt
Quy mô ngân hàng (SIZE)
Emery (1971), Akhavein và cộng sự (1997), Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Bikker và Hu (2002), Goddard (2004) đã tìm ra mối tương quan dương giữa quy mô của Ngân hàng và tỷ suất sinh lời. Kết quả nghiên cứu được giải thích rằng
các ngân hàng có quy mơ lớn sẽ có lợi thế huy động nên sẽ có nguồn vốn giá rẻ hơn, giảm chi phí trong hoạt động kinh doanh.
Theo Athanasoglou (2008) sự tăng trưởng quy mơ đã được chứng minh là có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lời, nghiên cứu chỉ ra sự phân bổ của quy mô tài sản thường phân phối lệch. Do vậy trong bài luận văn này quy mơ ngân hàng được tính bằng cách cứu dùng logarit tự nhiên tổng tài tài sản thay vì sử dụng tổng tài sản để giảm hiệu ứng của quy mơ. Biến này phản ánh các lợi ích liên quan đến lợi thế về quy mơ.
Chi phí hoạt động (OC)
Bài luận văn sử dụng tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động để nghiên cứu ảnh hưởng của chi phí đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP Việt Nam. Tác động của chi phí hoạt động đã được tìm ra bởi các nghiên cứu trước đây như Alexiou và Sofoklis (2009), Dietrich và Wanzenried (2011)…
Rủi ro tín dụng (CR)
Rủi ro tín dụng là rủi ro khi khách hàng khơng có khả năng chi trả được nợ cho ngân hàng khi đến hạn phải thanh tốn. Theo lý thuyết đã nêu ra thì rủi ro tín dụng càng tăng sẽ làm giảm tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Bài nghiên cứu sử dụng tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay trên dư nợ cho vay (Dietrich và Wanzenried (2009), Trujiloo-Ponce (2013). Tỷ lệ này nhỏ thì chứng tỏ rủi ro tín dụng của ngân hàng được dự đoán là thấp.
Vốn chủ sở hữu (CAP)
Được đo lường bằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (Athanasoglou, 2008). Tỷ lệ này cho thấy bao nhiêu tài sản của ngân hàng được tài trợ bằng vốn chủ sở hữu. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao làm giảm rủi ro của vốn, chi phí phá sản dự kiến thấp như vậy tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu sẽ tăng tỷ suất sinh lời. Tuy nhiên tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao sẽ không tận dụng được lợi thế từ địn bẩy tài chính, tức là giảm tỷ lệ vốn chủ sở hữu thì tỷ suất sinh lời sẽ tăng.
sinh lời của ngân hàng. Athanasoglou (2008) đã phát triển kết quả nghiên cứu trên bằng cách mở rộng các giả thuyết nền tảng. Đầu tiên, mở rộng giả thuyết thị trường vốn hoàn hảo cho phép một sự gia tăng trong nguồn vốn làm tăng thu nhập kỳ vọng. Tác động cùng chiều này có thể là do nguồn vốn chủ sở hữu là nguồn vốn có sẵn để hỗ trợ cho hoạt động kinh doanh của ngân hàng, vì thế, vốn chủ sở hữu đóng vay trị như là một tấm chắn an tồn trong trường hợp tình hình phát triển của ngân hàng gặp bất lợi. Mối liên hệ kỳ vọng cùng chiều của vốn chủ sở hữu và tỷ suất sinh lời của Ngân hàng đã có thể được khẳng định chắc chắn bởi hoạt động M&A ngân hàng đã xảy ra và một số lượng lớn nguồn vốn đã đưuọc ngân hàng huy được từ thị trường chứng khoán. Thứ hai, mở rộng giả thuyết về mơ hình một giai đoạn làm phát sinh ra một khía cạnh khác, bởi vì việc gia tăng thu nhập kỳ này sẽ làm gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu kỳ sau. Cuối cùng, là sự mở rộng về giả thuyết thông tin thị trường là cân xứng cho phép ngân hàng có tỷ suất sinh lời tốt sẽ truyền thơng tin đáng tín cậy đó ra bên ngồi thơng qua nguồn vốn cao hơn. Qua tất cả các lập luận trên thì nhân tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu nên được đưa vào mơ hình như một biến nội sinh.
Cấu trúc tài sản (L/A)
Để đánh giá tác động của cấu trúc tài sản đến tỷ suất sinh lời của Ngân hàng thương mại, luận văn sử dụng tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản. Các tài liệu đã cho thấy lợi nhuận ngân hàng sẽ tăng nếu danh mục tài sản gồm các khoản cho vay tăng dẫn đến tỷ suất sinh lời tăng. Việc nắm giữ tài sản này làm cho chi phí tăng nhưng đồng thời lợi nhuận ngân hàng cũng tăng Trujillo-Ponce (2013), Syafri (2012).
Tiền gửi của khách hàng (DEP)
Nghiên cứu của Trujillo-Ponce (2013) đối với 89 NHTM Tây Ban Nha giai đoạn 1999-2000 đã tìm thấy mối tương quan thuận giữa tỷ lệ tiền gửi của khách hàng trên tổng nợ phải trả và tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Tiền gửi của khách hàng được xem là nguồn vốn huy động có chi phí thấp nhất và ổn định, nếu ngân hàng có tỷ lệ này càng cao thì tỷ suất sinh lời càng cao.
Tốc độ tăng trƣởng kinh tế (GPD)
Tình hình kinh tế thuận lợi, các doanh nghiệp kinh doanh có lãi, đảm bảo được nghĩa vụ trả nợ, các NHTM có được chất lượng tín dụng tốt làm tăng tỷ suất sinh lời. Ngược lại khi tình hình kinh tế trở nên xấu đi, sẽ làm giảm chất lượng danh mục cho vay, tăng dự phịng rủi ro tín dụng do đó làm giảm tỷ suất sinh lời của ngân hàng.
Pasiouras và Kosmidou (2007), Neely và Wheelock (1997) cho rằng quan hệ giữa tăng trưởng GDP và tỷ suất sinh lời của Ngân hàng là mối tương quan dương. Bài luận văn sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP hàng năm để tìm mối tương quan giữa tình hình kinh tế và tỷ suất sinh lời của ngân hàng.
Lạm phát (CPI)
Yếu tố lạm phát sẽ tác động trực tiếp tới động cơ gửi tiền và đi vay của khách hàng. Do đó sẽ tác động trực tiếp đến chi phí và thu nhập của NHTM từ đó ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của các NHTM. Bài luận văn sử dụng tỷ lệ lạm phát hàng năm dựa vào chỉ số CPI (Athanasoglou, 2008). Tóm tắt chi tiết thông tin các biến theo bảng bên dưới:
Bảng 4.1 Các biến trong mơ hình nghiên cứu
Biến Đo lƣờng hiệu Ký vọng Kì Nghiên cứu trƣớc Biến
phụ thuộc
Tỷ suất sinh lời Lợi nhuận sau thuế/Vốn chủ sở hữu ROE
Rokwaro (2013), Goddard và cộng sự (2004) Biến độc lập Hình thức sở hữu Biến giả: 1: NHTMCP do nhà nước nắm cổ phần chi phối 0: NHTMCP OWN - Cornett và cộng sự (2008), Dietrich và Wanzenried (2014)
Biến kiểm sốt
Quy mơ ngân hàng
Logarit tự nhiên tổng tài
sản SIZE + Emery (1971), Akhavein và cộng sự (1997), Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Bikker và Hu (2002), Goddard (2004) Chi phí hoạt động
Chi phí hoạt động/Thu
nhập hoạt động OC - Alexiou và Sofoklis (2009), Dietrich và Wanzenried (2011
Rủi ro tín dụng Dự phịng rủi ro cho vay/Dư nợ cho vay CR -
Dietrich và Wanzenried (2009),
Trujiloo-Ponce (2013)
Vốn chủ sở hữu Vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản CAP - Athanasoglou (2008)
Cấu trúc tài sản Dư nợ cho vay/Tổng tài sản L/A +
Trujillo-Ponce (2013), Syafri (2012) Tiền gửi khách hàng Tiền gửi khách hàng/Tổng nợ phải trả DEP + Trujillo-Ponce (2013) Tăng trưởng
kinh tế Tốc độ tăng GDP hàng năm GDP +
Pasiouras và Kosmidou (2007), Neely và Wheelock (1997)
Lạm phát Tốc độ tăng CPI hàng năm CPI +
Kunt và HuiZinga (1999), Alexious và Sofoklis (2009),
Kasman (2010)
Nguồn: Tác giả xây dựng
4.2.2 Phƣơng pháp nghiên cứu
Để xác định mối tương quan giữa hình thức sở hữu và tỷ suất sinh lời của Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, luận văn sử dụng dữ liệu bảng. Rất nhiều tác giả đã sử dụng dữ liệu bảng trong mơ hình của mình khi nghiên cứu về lĩnh vực Ngân hàng như Srairi (2013) sử dụng để kiểm tra độ rủi ro tại các Ngân hàng quốc gia Hồi giáo, Athanasoglou (2008) cũng sử dụng dữ liệu bảng trong bài nghiên cứu của mình để tìm ra các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của Ngân hàng. Sử dụng dữ liệu bảng có một số ưu điểm lớn là: Nghiên cứu được sự khác biệt giữa các đơn vị chéo, nâng cao được số quan sát của mẫu và phần nào khắc phục được hiện tượng đa cộng tuyến, chứa đựng nhiều thông tin hơn dữ liệu khác, nghiên cứu được động thái thay đổi của các đơn vị chéo theo thời gian…
Trong phương pháp hồi quy dữ liệu bảng, hai mơ hình hồi quy phổ biến là mơ hình hồi quy tác động cố định (Fixed-effects) và hồi quy tác động ngẫu nhiên (Random- effects). Nội sinh trong mơ hình đôi khi khiến kết quả ước lượng từ các mô hình fixed effect và random effect khơng thật sự chính xác. Để giải quyết vấn đề này, các nghiên cứu trước đây đã sử dụng ước lượng biến công cụ (ước lượng IV). Tuy nhiên, vấn đề phát sinh khi sử dụng ước lượng biến biến cơng cụ là thường khó kiếm được biến cơng cụ phù hợp bởi vị nếu chọn những biến công cụ yếu, ước lượng IV có thể bị chệch (Mileva, 2007). Nói cách khác, sử dụng ước lượng IV mà không chọn được biến cơng cụ phù hợp thì các vấn đề của ước lượng OLS cũng sẽ không được cải thiện. Từ đó, mơ hình dữ liệu bảng động GMM được đề xuất sử dụng theo như nghiên cứu của Arellano và Bond (1991). Một trong những ưu điểm của mơ hình GMM so với mơ hình ước lượng biến cơng cụ đó là mơ
khoảng thời gian khác hoặc lấy độ trễ của các biến có thể sử dụng như biến cơng cụ cho các biến nội sinh tại thời điểm hiện tại. GMM đã đưa ra nhiều biến cơng cụ để có thể dễ dàng đạt được điều kiện của một biến công cụ chuẩn (Overidentification of Estimators). Do đó để giải quyết vấn đề này, bài luận văn ứng dụng một phương pháp ước lượng khác, phương pháp ước lượng System Generalized Methods of Moments (System GMM) của Hansen (1982), đối với dữ liệu bảng kiểu động (Dynamic Panel Data Analysis) được đề xuất bởi Arellano & Bover (1995), Blundell & Bond (1998), Athanasoglou (2008). Bên cạnh đó, Arellano và Bond (1991) đã đề nghị hai kiểm định chủ chốt để kiểm tra tính hiệu lực của mơ hình GMM. Kiểm định đầu tiên đó là kiểm định Sargan hoặc kiểm định Hansen cho tính hiệu lực (Overidentification) của mơ hình. Kiểm định thứ hai được sử dụng đó là kiểm định Arellano-Bond nhằm kiểm định cho sự tự tương quan. Bài luận văn bao gồm các bước sau:
Đầu tiên, luận văn sẽ hồi quy mơ hình với phương pháp OLS, RE, FE. Kiểm định lựa chọn mơ hình giữa OLS, RE, FE.
Thứ hai, xử lý ước lượng mơ hình bị chệch và không vững bởi nội sinh bằng phương pháp SGMM.
Thứ ba, kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình SGMM. Các kiểm định sử dụng trong mơ hình bao gồm:
Kiểm định Hausman sẽ được sử dụng để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp giữa FE và RE (Baltagi, 2008, Gujarati, 2004). Giả thuyết H0 cho rằng khơng có sự tương quan giữa sai số đặc trưng 𝜀𝑖𝑡 giữa các đối tượng với các biến giải thích Xit trong mơ hình (Cov(𝜀𝑖𝑡, Xit)=0). Bác bỏ giả thuyết H0 có nghĩa là FE phù hợp hơn RE. Ngược lại, chưa có đủ bằng chứng để bác bỏ H0 chứng tỏ khơng có sự tương quan giữa sai số và các biến