Bảng 3.22 trình bày kết quả của mơ hình hồi quy có dạng như sau: Riskit= β0+ β1COit+ β2CONTROLit + i +δt +εit
Trong đó, Risktit: là rủi ro của NHTM được đo lường bởi ADZ, SDROA, SDROE; COit là mức độ sở hữu tập trung; Controlit là các biến kiểm sốt bao gồm: EFF, LOA, ROE, SIZE, LIQ. Mơ hình hồi quy cũng bao gồm hiệu ứng cố định của ngân hàng (i) 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 tập trung 0,001* -0,001 -0,170* (1,82) (-0,10) (-1,78) Quy mô -0,003*** -0,009*** 0,251*** (-7,78) (-3,00) (5,02) Tỷ lệ cho vay -0,001 0,011 0,235 (-0,40) (0,84) (1,11) Tỷ lệ thanh khoản -0,000 -0,001 0,026 (-0,82) (-1,04) (1,12)
Hiệu quả hoạt động 0,001 0,024 -0,879***
(0,62) (1,57) (-3,46)
Tỷ suất lợi nhuận trên
VCSH 0,012*** 0,121*** -3,252*** (3,01) (4,04) (-6,68) Hằng số 0,045*** 0,131*** -1,111* (8,70) (3,31) (-1,72) Ảnh hưởng cố định năm Có Có Có Số quan sát 271 271 271 R2 điều chỉnh 0,1904 0,0572 0,1703
Đối với sở hữu tập trung, bảng 3.22 cho thấy tác động cùng chiều của sở hữu tập trung đến độ lệch chuẩn ROA và tác động ngược chiều của sở hữu tập trung đến hệ số Z điều chỉnh, kết quả này xác nhận rằng tỷ lệ sở hữu trong nước càng cao, rủi ro của NHTM càng cao. Cụ thể trong mơ hình tác động của sở hữu tập trung lên độ lệch chuẩn ROA, hệ số ước lượng của biến sở hữu tập trung là 0,001 (thống kê t= 1,82) với mức ý nghĩa 10%. Hệ số ước lượng của biến sở hữu tập trung đối với độ lệch chuẩn ROE là -0,001 nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, cịn hệ số ước lượng của biến sở hữu tập trung đối với chỉ số Z điều chỉnh là -0,170 (thống kê t= -1,78) với mức ý nghĩa 10%. Như vậy dựa trên hệ số ước lượng và ý nghĩa thống kê của sở hữu tập trung đến độ lệch chuẩn ROA và chỉ số Z điều chỉnh, có thể kết luận mối quan hệ thuận chiều giữa sở hữu tập trung và rủi ro của NHTM.
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 mơ 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 ngồi thì tỷ lệ này càng cao, rủi ro càng thấp. Tuy nhiên, mơ 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 ngồi, trong nước và cổ đơng 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 mơ hình nghiên cứu xem xét thêm các giá trị trễ của biến độc lập trong mơ hình, đó là phương pháp sử dụng biến trễ trong mơ 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 mơ hình sau:
Riskit= β0+ β1OWNit-1+ β2CONTROLit + Ɵi + δt +εit