CHƯƠNG 4: MÔ HÌNH, DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.4. Kết quả nghiên cứu
4.4.3. Kết quả mô hình hồi quy
Phương trình (1) được hồi quy với phương pháp GMM sai phân (DGMM).
Biến phụ thuộc trong phương trình (1) lần lượt là TE và CE.
Bảng 4.5. Kết quả ước lượng với biến phụ thuộc TE
TE Hệ số
hồi quy Sai số chuẩn t P>t
TE
L1. 0.460*** 0.090 5.09 0.000
LERNER 0.947*** 0.265 3.57 0.002
EQTA 0.657 1.183 0.56 0.584
LOANTA 0.186 0.265 0.70 0.490
NPL -3.299*** 1.007 -3.28 0.003
BANKSIZE 0.175 0.154 1.14 0.268
AGE -0.010 0.023 -0.45 0.655
GDP 4.863* 2.536 -1.92 0.068
AR (1) p-value 0.001 AR (2) p-value 0.215 Hansen p-value 0.355 Number of groups 23
Number of
instruments 19
Second stage F-test p-
value 0.000
(Nguồn: Phụ lục 3)
nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% và có giá trị p-value của kiểm định AR (2) lớn hơn mức ý nghĩa 5%. Do đó, mô hình có sự tự tương quan bậc 1 nhưng không có sự tự tương quan bậc 2 với phần dư.
Đồng thời, kiểm định Hansen của mô hình có giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa 5%, tức là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình là phù hợp. Mặt khác, giá trị p-value của kiểm định F cũng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, cho thấy mô hình là phù hợp.
Bảng 4.5 cũng cho thấy một ràng buộc khác khi sử dụng phương pháp DGMM cũng được thỏa mãn là số biến công cụ không được vượt quá số nhóm quan sát (Roodman, 2006). Như vậy, mô hình đảm bảo độ tin cậy để tiến hành phân tích.
Chỉ số cạnh tranh LERNER: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị là 0.947, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy mang giá trị dương cho thấy chỉ số cạnh tranh LERNER có tác động tích cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Kết quả này cho thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chỉ số cạnh tranh LERNER gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng TE sẽ tăng thêm 0.947%. Tức là, khi mức độ cạnh tranh ngân hàng giảm đi 1% thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam sẽ gia tăng 0.947%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết H1 (có mối quan hệ đồng biến giữa chỉ số cạnh tranh Lerner và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam), ) cũng như phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước (Pruteanu-Podpiera và cộng sự (2008); Casu và Girardone (2006); Ataullah và Le (2006)).
Cơ cấu vốn EQTA: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 0.657 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó cơ cấu vốn không có tác động đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, chưa có cơ sở ủng hộ giả thuyết H3 (có mối quan hệ đồng biến giữa cơ cấu vốn và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản LOANTA: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 0.186 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản không có tác động đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam.
cho vay trên tổng tài sản và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ NPL: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị - 3.299 và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%, phù hợp với kết qủa nghiên cứu của . Ataullah và Le (2006), William (2012), Uddin và Suzuki (2014). Kết quả này cho thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng TE sẽ giảm đi 3.299%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết thuyết H4 (có mối tương quan nghịch biến giữa tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Quy mô ngân hàng BANKSIZE: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 0.175 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, quy mô ngân hàng không có tác động đến HQHĐKD. Như vậy chưa có cơ sở ủng hộ giả thuyết H2 (có mối quan hệ đồng biến giữa quy mô ngân hàng và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam) Thời gian hoạt động AGE: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị -0.010 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, thời gian hoạt động không có tác động đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, chưa có cơ sở ủng hộ giả thuyết H6 (có mối quan hệ đồng biến giữa thời gian hoạt động và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Tăng trưởng kinh tế GDP: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 4.863 và có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Hệ số hồi quy mang giá trị dương cho thấy tăng trưởng kinh tế có tác động tích cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Kết quả này cho thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tăng trưởng kinh tế gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng TE sẽ tăng thêm 4.863%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết H7 (có mối quan hệ đồng biến giữa tăng trưởng kinh tế và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam). Kết quả này phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Ataullah và Le (2006), William (2012), Uddin và Suzuki (2014).
Bảng 4.6. Kết quả ước lượng với biến phụ thuộc CE
CE Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t
CE
L1. 0.369*** 0.069 5.36 0.000
LERNER 0.448** 0.211 2.13 0.044
EQTA 1.466* 0.783 1.87 0.074
LOANTA 0.503* 0.272 1.85 0.078
NPL -0.616 0.965 -0.64 0.530
BANKSIZE 0.167 0.126 1.32 0.199
AGE -0.028 0.017 -1.62 0.119
GDP -0.046 2.342 -0.02 0.985
AR (1) p-
value 0.001
AR (2) p-
value 0.358
Hansen p-
value 0.111
Number of
groups 23
Number of
instruments 21 Second
stage F-test p-value
0.000
(Nguồn: Phụ lục 3)
định AR (1) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% và có giá trị p-value của kiểm định AR (2) lớn hơn mức ý nghĩa 5%. Do đó, mô hình có sự tự tương quan bậc 1 nhưng không có sự tự tương quan bậc 2 với phần dư. Đồng thời, kiểm định Hansen của mô hình có giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa 5%, tức là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình là phù hợp. Mặt khác, giá trị p-value của kiểm định F cũng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, cho thấy mô hình là phù hợp. Bảng 4.6 cũng cho thấy một ràng buộc khác khi sử dụng phương pháp DGMM cũng được thỏa mãn là số biến công cụ không được vượt quá số nhóm quan sát (Roodman, 2006). Như vậy, mô hình đảm bảo độ tin cậy để tiến hành phân tích.
Chỉ số cạnh tranh LERNER: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị là 0.448, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số hồi quy mang giá trị dương cho thấy chỉ số cạnh tranh LERNER có tác động tích cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Kết quả này cho thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chỉ số cạnh tranh LERNER gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng CE sẽ tăng thêm 0.448%. Tức là, khi mức độ cạnh tranh ngân hàng giảm đi 1% thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam sẽ gia tăng 0.448%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết H1 (có mối quan hệ đồng biến giữa chỉ số cạnh tranh Lerner và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam) cũng như các kết quả nghiên cứu trước (Pruteanu-Podpiera và cộng sự (2008); Casu và Girardone (2006);
Ataullah và Le (2006)).
Cơ cấu vốn EQTA: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 1.466 và có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Hệ số hồi quy mang giá trị dương cho thấy cơ cấu vốn có tác động tích cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Kết quả này cho thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi cơ cấu vốn EQTA gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng CE sẽ tăng thêm 1.466%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết H3 (có mối quan hệ đồng biến giữa cơ cấu vốn và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam) cũng như đồng quan điểm với các kết quả nghiên cứu trước của Ataullah và Le (2006), William (2012), Uddin và Suzuki (2014).
giá trị 0.503 và có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Hệ số hồi quy mang giá trị dương cho thấy tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản có tác động tích cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Kết quả này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước của Ataullah và Le (2006), William (2012), Uddin và Suzuki (2014), cho thấy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản LOANTA gia tăng thêm 1%, thì HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam đo lường bằng CE sẽ tăng thêm 0.503%. Kết quả này là phù hợp với mối quan hệ trực quan khi tiến hành mô tả thống kê và đã ủng hộ cho giả thuyết H5 (có mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ NPL: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị - 0.616 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Hệ số hồi quy mang giá trị âm cho thấy tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ có tác động tiêu cực đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, chưa có cơ sở ủng hộ cho giả thuyết thuyết H4 (có mối tương quan nghịch biến giữa tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Quy mô ngân hàng BANKSIZE: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị 0.167 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, quy mô ngân hàng không có tác động đến HQHĐKD. Như vậy chưa có cơ sở ủng hộ giả thuyết H2 (có mối quan hệ đồng biến giữa quy mô ngân hàng và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam) Thời gian hoạt động AGE: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị -0.028 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, thời gian hoạt động không có tác động đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, chưa có cơ sở ủng hộ giả thuyết H6 (có mối quan hệ đồng biến giữa thời gian hoạt động và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Tăng trưởng kinh tế GDP: hệ số hồi quy của biến này mang giá trị -0.046 và không có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Do đó, tăng trưởng kinh tế không có tác động đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, chưa có cơ sở ủng hộ cho giả thuyết H7 (có mối quan hệ đồng biến giữa tăng trưởng kinh tế và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam).
Bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng trên mô hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa cạnh tranh và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam và các biến kiểm soát. Sau các phép kiểm định, mô hình hồi quy theo phương pháp DGMM đảm bảo độ tin cậy để thực hiện nghiên cứu rút ra các kết luận sau đây:
Trong cả hai mô hình với biến phụ thuộc là TE và CE đều tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa thống kê của cạnh tranh đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam (đo lường bởi hiệu quả kỹ thuật TE và hiệu quả kinh tế toàn phần CE). Đồng thời mối quan hệ này đều là đồng biến, tức là khi chỉ số cạnh tranh Lerner gia tăng sẽ giúp gia tăng HQHĐKD của ngân hàng. Kết quả này đã ủng hộ cho giả thuyết H1 là có mối quan hệ đồng biến giữa chỉ số cạnh tranh Lerner và HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Như vậy, khi mức độ cạnh tranh giữa các ngân hàng giảm xuống (chỉ số Lerner gia tăng) thì HQHĐKD của ngân hàng sẽ gia tăng.
Khi tiến hành so sánh kết quả giữa các biến kiểm soát trong mô hình bao gồm:
EQTA, LOANTA, NPL, BANKSIZE, AGE là các biến nội tại của từng ngân hàng và GDP là biến đại diện cho nền kinh tế, kết quả cụ thể như sau:
Đối với mô hình có biến phụ thuộc là TE, kết quả cho thấy các biến tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), tăng trưởng kinh tế (GDP) tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc TE. Các biến còn lại bao gồm cơ cấu vốn (EQTA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOANTA), quy mô ngân hàng (BANKSIZE), thời gian hoạt động của NHTM (AGE) không có tác động đến biến phụ thuộc TE.
Đối với mô hình có biến phụ thuộc là CE, kết quả cho thấy các biến cơ cấu vốn (EQTA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOANTA) tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc CE. Các biến số còn lại bao gồm quy mô ngân hàng (BANKSIZE), tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), thời gian hoạt động của NHTM (AGE), tăng trưởng kinh tế (GDP) không có tác động đến biến phụ thuộc CE.
Như vậy, HQHĐKD của ngân hàng chịu tác động bởi các biến cơ cấu vốn (EQTA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOANTA), tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL) và tăng trưởng kinh tế (GDP). Trong đó, tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL) là biến có hệ số hồi quy lớn nhất và có ý nghĩa thống kê cao. Tức là, tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ có tác động lớn nhất đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam.
Theo đó, tổng nợ xấu của ngân hàng bao gồm nợ quá hạn, nợ khoanh, nợ quá hạn
lượng tín dụng tại ngân hàng, đồng thời phản ánh khả năng quản lý tín dụng của ngân hàng trong khâu cho vay, đôn đốc thu hồi nợ của ngân hàng đối với các khoản vay.
Theo đó, tỷ lệ nợ xấu càng cao thể hiện chất lượng tín dụng của ngân hàng càng kém, và ngược lại. Do vậy, biến tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ đã thể hiện vai trò là biến có tác động lớn đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Vì sự tác động đáng kể của nợ xấu đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP cần xem việc xử lý nợ xấu một cách nhanh chóng là mục tiêu trọng tâm và quan trọng nhất trong các giải pháp để nâng cao HQHĐKD của các ngân hàng TMCP trong điều kiện cạnh tranh.
Kết quả cũng cho thấy cơ cấu vốn EQTA và tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản LOANTA là các biến có ảnh hưởng đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam. Hệ số hồi quy của các biến này đều mang giá trị dương cho thấy tác động tích cực đến HQHĐKD của ngân hàng. Khi vốn chủ sở hữu của ngân hàng gia tăng sẽ giúp ngân hàng gia tăng tiềm lực tài chính cũng như khả năng chống chịu các cú sốc kinh tế. Trong khi đó, mở rộng hoạt động cho vay sẽ giúp cho các ngân hàng chiếm lĩnh thị phần từ đó gia tăng HQHĐKD. Tuy nhiên, việc mở rộng hoạt động cho vay phải đi kèm với nâng cao chất lượng tín dụng, tránh nới lỏng quá mức các điều kiện cho vay.
Kết quả nghiên cứu đã phù hợp với các nghiên cứu trước đây trên thế giới của của Ataullah và Le (2006), Pruteanu-Podpiera và cộng sự (2008), Uddin và Suzuki (2014).
Kết luận chương 4
Trong chương 4, nghiên cứu đã tiến hành phân tích thực nghiệm về tác động của cạnh tranh đến HQHĐKD của các NHTM CP Việt Nam. Kết quả thực nghiệm đã chỉ ra có mối quan hệ đồng biến, có ý nghĩa thống kê giữa chỉ số cạnh tranh Lerner và HQHĐKD của các NHTM CP Việt Nam (được đo lường bởi TE và CE). Kết quả này cho thấy, khi mức độ cạnh tranh giữa các ngân hàng giảm xuống (chỉ số Lerner gia tăng) thì HQHĐKD của ngân hàng sẽ gia tăng. Đồng thời, cũng chỉ ra tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa cơ cấu vốn, tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản và tăng trưởng kinh tế đến HQHĐKD của các NHTM CP Việt Nam.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH TRONG ĐIỀU KIỆN CẠNH TRANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM.
5.1. Kết luận
Tại Việt Nam, hoạt động ngân hàng đang từng bước mở cửa sâu rộng với hệ thống tài chính ngân hàng khu vực và thế giới. Việc mở cửa thị trường ngân hàng đồng nghĩa với việc các NHTM Việt Nam phải đối mặt với cạnh tranh gay gắt hơn từ các ngân hàng nước ngoài đến từ các khu vực tài chính phát triển như Mỹ, Châu Âu, Singapore, Nhật Bản,… Do đó, việc chấp nhận cạnh tranh và đảm bảo HQHĐKD trở thành yêu cầu cấp thiết đối với các NHTM Việt Nam. Với mẫu nghiên cứu 23 ngân hàng TMCP Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017, bài nghiên cứu tập trung vào xem xét tác động của cạnh tranh đến HQHĐKD của các ngân hàng TMCP Việt Nam.
Trong đó, cạnh tranh ngân hàng được đo lường bằng chỉ số cạnh tranh Lerner đề xuất bởi Abba Lerner (1934). HQHĐKD được đo lường bằng hiệu quả kỹ thuật (TE) và hiệu quả kinh tế toàn phần (CE) dựa trên phương pháp phân tích bao dữ liệu (DEA).
Các số liệu được thu thập từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của 23 ngân hàng TMCP Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017.
Nghiên cứu thực hiện hồi quy mô hình bằng phương pháp GMM sai phân (DGMM - Difference Generalized Method of Moments) nhằm khắc phục hiện tượng nội sinh, tác động cố định riêng rẽ, phương sai thay đổi hoặc tự tương quan của sai số. Đồng thời đây cũng là phương pháp thích hợp với dữ liêu nghiên cứu. Để đảm bảo độ tin cậy của mô hình, nghiên cứu cũng thực hiện các kiểm định về sự tự tương quan bậc 1 và bậc 2 của phần dư và các kiểm định khác của phương pháp DGMM.
Các kiểm định đều cho thấy mô hình được ước lượng đảm bảo độ tin cậy để nghiên cứu.
Kết quả thực nghiệm đã chỉ ra có mối quan hệ đồng biến, có ý nghĩa thống kê giữa chỉ số cạnh tranh Lerner và HQHĐKD của các NHTM CP Việt Nam (được đo lường bởi TE và CE). Kết quả này cho thấy, khi mức độ cạnh tranh giữa các ngân hàng giảm xuống (chỉ số Lerner gia tăng) thì HQHĐKD của ngân hàng sẽ gia tăng.
Đồng thời, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra HQHĐKD của các các ngân hàng TMCP Việt Nam có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản và có mối