The impact of competitive capacity on the financial stability of vietnamese commercial banks before the context of participation in the CPTPP

Nội dung text: The impact of competitive capacity on the financial stability of vietnamese commercial banks before the context of participation in the CPTPP

1. Journal of Finance – Marketing; Vol. 64, No. 4; 2021 ISSN: 1859-3690 DOI: ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Số 64 - Tháng 08 Năm 2021 Journal of Finance – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING THE IMPACT OF COMPETITIVE CAPACITY ON THE FINANCIAL STABILITY OF VIETNAMESE COMMERCIAL BANKS BEFORE THE CONTEXT OF PARTICIPATION IN THE CPTPP Pham Thuy Tu1*, Dao Le Kieu Oanh2 1University of Finance – Marketing 2Banking University of Ho Chi Minh City ARTICLE INFO ABSTRACT DOI: Joining the CPTPP is expected to provide the Vietnamese banking industry 10.52932/jfm.vi64.182 with many opportunities to develop into the international market. The concentration level of commercial banks will affect the market power at Received: the same time with the stability of that banking system. The paper focuses May 05, 2020 on analyzing the impact of competition on the stability of 31 Vietnamese Accepted: commercial banks in the period of 2010 – 2018. Empirical research using June 02, 2020 Lerner index to measure competitiveness, index Zscore to estimate bank Published: stability and the impact factors (independent variables) selected based August 25, 2021 on the CAMELS analysis framework (IMF). Data using calculated and aggregated results from Worldbank, IMF, published financial statements Keywords: of the State Bank (SBV), annual reports of Vietnamese commercial banks, CPTPP, data summarized from reports at reputable economic forums. As a result, competitiveness, the article proposes some ideas for policy makers and bank administrators commercial banking, to help the banking industry become more and more stable. financial stability. *Corresponding author: Email: pttu@ufm.edu.vn 1
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Số 64 - Tháng 08 Năm 2021 Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING TÁC ĐỘNG CỦA NĂNG LỰC CẠNH TRANH ĐẾN MỨC ĐỘ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRƯỚC BỐI CẢNH THAM GIA HIỆP ĐỊNH CPTPP Phạm Thủy Tú1*, Đào Lê Kiều Oanh2 1Trường Đại học Tài chính – Marketing 2Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh THÔNG TIN TÓM TẮT DOI: Việc gia nhập CPTPP được kì vọng mang đến cho ngành ngân hàng Việt 10.52932/jfm.vi64.182 Nam nhiều cơ hội phát triển ra thị trường quốc tế. Mức độ tập trung của các ngân hàng thương mại (NHTM) sẽ ảnh hưởng đến sức mạnh thị Ngày nhận: trường đồng thời với mức độ ổn định tài chính của hệ thống ngân hàng đó. 05/05/2020 Bài viết tập trung phân tích tác động của cạnh tranh đến mức độ ổn định tài chính của 31 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2018. Nghiên Ngày nhận lại: cứu thực nghiệm sử dụng chỉ số Lerner để đo lường năng lực cạnh tranh, 02/06/2020 chỉ số Zscore để ước lượng mức độ ổn định tài chính ngân hàng và các Ngày đăng: yếu tố tác động (biến độc lập) được chọn lọc dựa vào khung phân tích 25/08/2021 CAMELS (IMF). Dữ liệu sử dụng các kết quả được tính toán, tổng hợp từ Worldbank, IMF, báo cáo tài chính công bố của Ngân hàng Nhà nước, báo Từ khóa: cáo thường niên của 31 ngân hàng thương mại Việt Nam, số liệu tổng kết CPTPP, năng lực từ báo cáo tại các diễn đàn kinh tế uy tín. Thông qua đó, bài viết đề xuất cạnh tranh, ngân hàng thương mại, ổn định một số gợi ý cho các nhà hoạch định chính sách và quản trị ngân hàng giúp tài chính. các hoạt động trong ngành ngân hàng ngày càng ổn định hơn. 1. Đặt vấn đề thương mại tự do (FTA) với các đối tác nước Xu thế tự do hóa tài chính được coi là hướng ngoài. Hiệp định đối tác toàn diện và tiến bộ đi thích hợp trong bối cảnh hiện nay và được xuyên Thái Bình Dương (The Comprehensive nhiều quốc gia thực hiện, trong đó có Việt and Progressive Agreement for Trans-Pacific Nam. Để mở rộng quy mô thị trường thương Partnership – sau đây gọi là Hiệp định CPTPP) mại quốc tế, các quốc gia tiến hành tự do hóa được xem là một FTA có quy mô thị trường lớn tài chính từng bước thông qua các hiệp định thứ ba trên thế giới, bao gồm 11 nước: Nhật, Singapore, Chile, Peru, Brunei, Australia, *Tác giả liên hệ: Malaysia, New Zeland, Mexico, Canada và Email: pttu@ufm.edu.vn Việt Nam. Việc tham gia CPTPP được kỳ vọng 2
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 mang lại nhiều lợi ích cho nền kinh tế Việt trường của ngân hàng và lợi nhuận biên. Do Nam nói chung và ngành ngân hàng nói riêng. đó, nó sẽ làm tăng rủi ro cho ngân hàng. Hay nói cách khác, khi sức mạnh thị trường càng Các nội dung cam kết trong CPTPP có quy lớn hay mức độ cạnh tranh thị trường càng mô tự do hóa tài chính rất cao, tạo điều kiện thấp thì mức độ ổn định tài chính của ngân mở rộng thị trường của các ngân hàng nước hàng càng cao. ngoài vào Việt Nam dẫn đến cạnh tranh với các NHTM Việt Nam là vấn đề tất yếu. Khi chiều Quan điểm cạnh tranh – ổn định: Lập luận hướng cạnh tranh diễn ra có thể gây ra những rằng, sự cạnh tranh càng nhiều dẫn đến sự ổn biến động tài chính cho các NHTM. Do đó, định càng cao. Stiglitz và Weiss (1981) tìm thấy việc xác định tác động của năng lực cạnh tranh mối quan hệ ngược chiều giữa cạnh tranh (đo đến mức độ ổn định tài chính của các NHTM bằng số lượng ngân hàng tham gia) và mức độ Việt Nam là hết sức thiết thực trong bối cảnh rủi ro trong ngành ngân hàng. hiện tại. Nghiên cứu về vấn đề “Tác động của Besanko và Thakor (2004) cho thấy, tăng năng lực cạnh tranh đến mức độ ổn định tài cạnh tranh làm giảm lợi thế thông tin từ quan chính của các NHTM Việt Nam trước bối cảnh hệ cho vay và làm tăng hành vi chấp nhận rủi tham gia Hiệp định CPTPP” tập trung dựa vào ro (risk taking) của ngân hàng. Ngoài ra, môi các kết quả thực nghiệm tính toán được từ dữ trường cạnh tranh cũng làm cho các ngân liệu của 31 NHTM Việt Nam trong giai đoạn hàng nhận được ít thông tin hơn về các khách 2010 – 2018. Từ đó, xác định chiều hướng tác hàng vay vốn. Nghiên cứu của Boot và cộng động của các yếu tố và năng lực cạnh tranh đến sự (1993), Allen và Gale (2004) cho thấy, ngân mức độ ổn định tài chính của các NHTM Việt hàng vì thế sẽ gặp khó khăn khi kiểm tra hồ sơ Nam trước bối cảnh hội nhập CPTPP. tín dụng của khách hàng. Kết quả là gia tăng rủi ro tín dụng hơn cho ngân hàng và tiểm ẩn nguy 2. Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước cơ bất ổn cao. Ngược lại, trong môi trường ít cạnh tranh, ngân hàng cung cấp tín dụng dễ 2.1. Tác động của cạnh tranh đến mức độ ổn dàng hơn cho các khoản vay lớn, điều này làm định tài chính của ngân hàng gia tăng xác suất ngân hàng bị sụp đổ (Caminal Cạnh tranh trong ngành ngân hàng ảnh & Matutes, 2002). Nguyên nhân có thể lý giải hưởng đến khả năng tiếp cận vốn của doanh rằng hệ thống ngân hàng độc quyền cao cho nghiệp, đến sự bình ổn khu vực tài chính và cả phép các ngân hàng áp dụng lãi vay cao, đồng nền kinh tế với hướng tác động chưa rõ ràng. nghĩa khuyến khích người dân chấp nhận rủi Theo quan điểm thuyết vị thế thị trường (Boyd ro lớn hơn, làm cho nợ xấu có thể gia tăng. Tuy & Nicoló, 2005), vị thế cao trên thị trường cho nhiên, lãi vay cao cũng mang lại thu nhập từ phép ngân hàng đặt lãi suất vay cao hơn, dẫn lãi cao cho các ngân hàng (Martinez-Miera & đến tăng khả năng xuất hiện rủi ro đạo đức Repullo, 2010). Bên cạnh đó, khi ít cạnh tranh (moral hazard) và lựa chọn bất lợi (adverse các ngân hàng có mức lợi nhuận cao, tạo điều selection) vì chỉ có các công ty có rủi ro cao kiện tích lũy vốn để ngăn ngừa các đợt sốc bất mới chấp nhận mức lãi suất cho vay cao, nên thường, giảm động cơ chấp nhận dự án rủi ro cũng có thể gia tăng rủi ro thu hồi vốn/lợi cao, làm giảm biến động tăng trưởng kinh tế. nhuận cho ngân hàng. Có hai quan điểm đối 2.2. Các nghiên cứu về tác động của cạnh tranh lập trong các nghiên cứu về cạnh tranh và mức đến mức độ ổn định tài chính ngân hàng độ ổn định tài chính của các ngân hàng: Có hai quan điểm chính được nghiên cứu Quan điểm cạnh tranh – dễ tổn thương: chủ yếu là: Quan điểm thứ nhất cho thấy rằng Tranh luận rằng có mối quan hệ ngược chiều sự cạnh tranh trong ngành ngân hàng dẫn đến giữa cạnh tranh và ổn định tài chính ngân mất ổn định tài chính, trong khi quan điểm hàng, vì cạnh tranh cao làm giảm sức mạnh thị thứ hai cho rằng có mối quan hệ tích cực tồn 3
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 tại giữa cạnh tranh và ổn định tài chính của các như thế nào đến hiệu quả và ổn định của ngân NHTM. hàng trong bối cảnh nền kinh tế của các quốc Quan điểm cạnh tranh – dễ tổn thương, gia đang phát triển. Kết quả nghiên cứu cho được đề xuất bởi (Keeley, 1990). Ý tưởng thấy rằng sức mạnh thị trường gia tăng dẫn chính của quan điểm này là sự cạnh tranh đến mức độ ổn định tài chính của ngân hàng của ngân hàng cao sẽ làm gia tăng rủi ro của lớn hơn và nâng cao hiệu quả ngân hàng. ngân hàng và giảm mức độ ổn định tài chính Nghiên cứu của Võ Xuân Vinh và Đặng Bửu của ngân hàng. Ví dụ, trong trường hợp cạnh Kiếm (2016) về năng lực cạnh tranh, lợi nhuận tranh hoàn hảo, lợi nhuận của các ngân hàng và mức độ ổn định tài chính của các ngân hàng sẽ bằng không, và không có tiềm năng tạo ra Việt Nam trong suốt giai đoạn từ 2006 – 2014 lợi nhuận trong tương lai (giá trị thương hiệu cho thấy việc nâng cao năng lực cạnh tranh bằng không). Ngân hàng sẽ hạ thấp các tiêu giúp các ngân hàng tạo ra lợi nhuận (được điều chuẩn để lựa chọn đầu tư, vì họ không có gì chỉnh bởi rủi ro) càng cao và ổn định hơn. để mất. Ngược lại, nếu các ngân hàng có một ít Quan điểm cạnh tranh – ổn định của Boyd sức mạnh thị trường và có được giá trị thương và Nicoló (2005) cho rằng có một mối quan hiệu tích cực, các nhà quản lý ngân hàng cũng hệ tích cực giữa năng lực cạnh tranh và mức như các cổ đông sẽ thận trọng hơn trong việc độ ổn định tài chính của ngân hàng. Ý tưởng chấp nhận rủi ro. Để hỗ trợ cho mô hình giá trị chính cho rằng ít cạnh tranh hơn dẫn đến lãi thương hiệu, Allen và Gale (2004) sử dụng mô suất cho vay cao hơn, từ đó có thể làm tăng hình đại diện. Họ cho rằng cuộc khủng hoảng khả năng vỡ nợ của khách hàng và vấn đề rủi tài chính sẽ có nhiều khả năng xảy ra trong các ro đạo đức của khách hàng. Do đó, các ngân ngân hàng ít tập trung. Ý tưởng chính đằng hàng sẽ đối diện với vấn đề gia tăng nợ xấu. sau quan điểm này là sự cạnh tranh quá mức Ngoài ra, nghiên cứu thực hiện trong giai làm suy giảm giá trị thương hiệu của các ngân đoạn khủng hoảng tài chính 2007 – 2009 cho hàng bằng cách giảm tiền thuê độc quyền của thấy rủi ro gia tăng nhưng không làm thay đổi họ và do đó buộc họ phải thực hiện hoạt động mối quan hệ trên trong thời kỳ khủng hoảng. có nhiều rủi ro hơn. Để kiểm định cho quan Đồng quan điểm trên, Jeon và cộng sự (2011) điểm này, nhóm tác giả (Berger và cộng sự, đã thực hiện nghiên cứu để tìm mối quan hệ 2004) đã thực hiện nghiên cứu trên mẫu là giữa cạnh tranh và ổn định của các NHTM và 8.235 ngân hàng ở 23 quốc gia phát triển. Kết ngân hàng tiết kiệm (Mutual Savings Banks) ở quả cho thấy cạnh tranh làm giảm sức mạnh Hàn Quốc. Kết quả cho thấy cạnh tranh có ảnh thị trường ngân hàng, giảm lợi nhuận và giá hưởng tích cực đến tính ổn định tài chính của trị thương hiệu ngân hàng, đồng thời gia tăng các ngân hàng này. Ủng hộ cho lập luận cạnh nguy cơ rủi ro tiềm ẩn, đặc biệt là rủi ro danh tranh làm gia tăng ổn định tài chính của ngân mục đầu tư và danh mục cho vay. Nghiên cứu hàng, Goetz (2017) khai thác cách thức mà ở của Fu và cộng sự (2014) phân tích sự đánh đó chính quyền tiểu bang ở Mỹ gỡ bỏ những đổi giữa cạnh tranh và ổn định tài chính với dữ quy định là rào cản đối với việc gia nhập thị liệu từ được thu thập từ 14 nước trong khu vực trường của các NHTM đô thị giai đoạn từ năm châu Á Thái Bình Dương. Kết quả của nghiên 1976 đến năm 2006. Chính điều này làm gia cứu cho thấy rằng mức độ tập trung ngân hàng tăng sự cạnh tranh giữa các NHTM nhưng lớn hơn gây ra rủi ro ngân hàng lớn hơn. Bên cũng đặt ra e ngại cho vấn đề ổn định tài chính cạnh đó, có nhiều bằng chứng nghiên cứu thực của hệ thống ngân hàng. Kết quả nghiên cứu nghiệm khác nhau về mối quan hệ giữa năng cho thấy cạnh tranh lớn hơn làm tăng tính ổn lực cạnh tranh và mức độ ổn định tài chính của định tài chính cho ngân hàng và làm giảm các các ngân hàng. Ariss (2010) kiểm tra mức độ hoạt động không hiệu quả, qua đó chất lượng khác nhau về sức mạnh thị trường ảnh hưởng tài sản ngân hàng cũng được cải thiện. Micco 4
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 và cộng sự (2007) sử dụng dữ liệu của 8 nước hàng i vào năm t. Chỉ số Zscore được xác định châu Mỹ Latinh, nghiên cứu tìm thấy mối thông qua công thức: quan hệ tích cực giữa cạnh tranh và ổn định tài EAT + ROA chính của ngân hàng. Berger và cộng sự (2009) Zscore = it it sử dụng nhiều phương pháp để đo lường rủi ro it ∂roait và cạnh tranh của ngân hàng tại 23 quốc gia. Các kết quả tìm thấy sự hạn chế trong việc hỗ Mô hình hồi quy được xây dựng gồm biến phụ thuộc là chỉ số Zscore và các biến kiểm trợ mối quan hệ cạnh tranh – dễ tổn thương soát liên quan được điều chỉnh phù hợp với và cạnh tranh – ổn định. Trong đó, sức mạnh mục tiêu nghiên cứu của nhóm tác giả. Mô thị trường làm gia tăng rủi ro tín dụng, nhưng hình được đề xuất như sau: các ngân hàng có sức mạnh thị trường lớn hơn lại phải đối mặt với rủi ro thấp hơn. Nghiên Zscoreit = Ф0 + Ф1Zscoreit-1 + Ф2Lernerit-1 + cứu cung cấp bằng chứng cho thấy ngân hàng Ф3ETAit + Ф4SIZEit + Ф5LTAit + cạnh tranh hơn sẽ ít bị rủi ro khủng khoảng hệ Ф LLP + Ф HDV + Ф HHI + thống, tức là mức độ ổn định tài chính sẽ bền 6 it 7 it 8 it Ф GROTA + Ф FS1 + Ф FS2 + vững hơn. 9 it 10 it 11 Ф12GDPt + Ф13INFt + Ф14Originalt 3. Mô hình, dữ liệu và phương pháp nghiên + ηi + eit cứu Trong đó: 3.1. Mô hình nghiên cứu – i là biến đại diện ngân hàng, t là thời gian; ηi Dựa trên nghiên cứu được đề xuất bởi Goetz là các đặc trưng riêng của ngân hàng; eit là (2017), Fernández và Garza-García (2017), sai số ngẫu nhiên; Ф0 Ф13 là các tham số Berger và cộng sự (2009) nhóm tác giả sử dụng ước lượng. chỉ số Zscore để đo lường mức độ ổn định tài Ý nghĩa và phương pháp đo lường các biến chính của các NHTM Việt Nam. Zscoreit là chỉ trong mô hình nghiên cứu: số đo lường mức độ ổn định tài chính của ngân Bảng 1. Tóm tắt các biến trong mô hình hồi quy và tương quan kỳ vọng Số Các nghiên cứu có liên Kỳ Biến Ý nghĩa Cách tính TT quan vọng Biến phụ thuộc 1 Zscore (Goetz, 2017), (Fernández Chỉ số đo lường mức Zscoreit & Garza-García, 2017), độ ổn định tài chính (Berger và cộng sự, 2009) của ngân hàng EATit + ROAit = ∂roait Biến độc lập Nhóm yếu tố đặc trưng ngân hàng 2 Lerner (Berger và cộng sự, 2009), Chỉ số đo lường sức cạnh (P – MC)/P (Fu và cộng sự, 2014) tranh của ngân hàng 3 Zscoreit-1 (Goetz, 2017), (Fernández + Chỉ số đo lường mức độ Giá trị Zscore của & Garza-García, 2017), ổn định tài chính của năm trước (t – 1) (Berger và cộng sự, 2009) ngân hàng năm trước 5
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Số Các nghiên cứu có liên Kỳ Biến Ý nghĩa Cách tính TT quan vọng 4 ETA (Juabin, 2019) + Quy mô vốn chủ sở VCSH/Tổng hữu (VCSH) tài sản 5 SIZE (Fernández & Garza- + Quy mô tài sản Ln (Tổng tài sản) García, 2017), (Berger và cộng sự, 2009) 6 LTA (Maudos & Solís, 2009), – Quy mô tín dụng Dư nợ cho vay/Tổng (Manlagñit, 2011) tài sản 7 HDV (Maudos & Solís, 2009), + Thị phần huy động vốn Tổng vốn huy động/ (Manlagñit, 2011) Tổng tài sản 8 LLP (Fu và cộng sự, 2014), – Tỷ lệ chi phí dự phòng Chi phí dự phòng (Cihák & Schaeck, 2014) rủi ro tín dụng rủi ro tín dụng/Tổng dư nợ 9 HHI (Sanya & Wolfe, 2011) + Khả năng đa dạng hóa HHI = 1 – [(NON/ thu nhập NETOP)2 + (NET/ NETOP)2] 10 GroTA (Lee và cộng sự, 2014); + Tốc độ tăng trưởng (Tổng tài sản năm (Sanya & Wolfe, 2011) tổng tài sản hiện tại – Tổng tài sản năm trước)/ Tổng tài sản năm trước 11 Original (Mustafa & Toçi, 2017), + Hình thức sở hữu 1 – sở hữu Nhà (Tan, 2016) nước, – không thuộc sở hữu Nhà nước Nhóm yếu tố môi trường cạnh tranh 12 FS1 (Manlagnit, 2011), + Số lượng chi nhánh Số lượng chi nhánh (Claessens và cộng sự, ngân hàng nước ngoài NHNHg/Tổng số 2001) (NHNNg) lượng NHTM tại Việt Nam 13 FS2 (Manlagnit, 2011), + Tỷ trọng tổng tài sản Tổng tài sản của (Claessens và cộng sự, NHNNg trong toàn NHNNg/Tổng tài 2001) hệ thống sản toàn hệ thống TCTD Nhóm yếu tố kinh tế vĩ mô 14 GDP (Delis, 2012) + Tốc độ tăng trưởng GDP 15 INF (Delis, 2012) – Tỷ lệ lạm phát 3.2. Dữ liệu nghiên cứu của Việt Nam là 35 ngân hàng (gồm 4 NHTM Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp với Nhà nước và 31 NHTM cổ phần). Tổng tài sản mẫu dữ liệu bao gồm 31 NHTM Việt Nam. của 35 NHTM Việt Nam được tác giả sử dụng Tính đến thời điểm 31/12/2018 theo thống chiếm 99,78% tổng tài sản của các NHTM Việt kê của Nhà nước, tổng số NHTM 100% vốn Nam. Như vậy, 31 NHTM được nhóm tác giả 6
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 lựa chọn đảm bảo đại diện cho các NHTM tại Giá trị MC được ước lượng dựa trên hàm Việt Nam. số tổng chi phí (Kasman & Carvallo, 2014) và Dữ liệu đo lường số lượng và tổng tài sản của theo trình tự 2 bước, cụ thể: các NHTM tại Việt Nam có vốn đầu tư nước Lấy logarit tự nhiên của hàm tổng chi phí: ngoài là 11 ngân hàng và liên doanh. Dữ liệu 2 tính toán các biến nội tại bên trong ngân hàng LnTCit = α0 + α1LnQit + (1/2)α2(LnQit) + được thu thập từ cơ sở dữ liệu Bankscope, báo α3LnW1it + α4LnW2it + α5LnW3it + cáo thường niên, báo cáo tài chính hợp nhất α6LnQitLnW1it + α7LnQitLnW2it + có kiểm toán, tài liệu đại hội đồng cổ đông α8LnQitLnW3it + α9LnW1itLnW2it + thường niên theo năm của các NHTM chính α10LnW1itLnW3it + α11LnW2itLnW3it + 2 2 thức công bố, dữ liệu Ngân hàng Nhà nước. (1/2)α12([LnW1it)] + (1/2)13[LnW2it)] Dữ liệu tính toán các yếu tố bên ngoài thuộc 2 + (1/2)α14[LnW3it)] + α15T + (1/2) môi trường vĩ mô được thu thập từ các nguồn 2 α16T + (1/2)α17TLnQit + α18TLnW1it + tin cậy như Worldbank, IMF, Tổng cục thống α TLnW + α TLnW + ε (2) kê Việt Nam. Dữ liệu có cấu trúc dạng bảng và 19 2it 20 3it không cân bằng. Trong đó: TC là tổng chi phí (bao gồm chi phí lãi và chi phí ngoài lãi); Q là tổng tài sản; 3.3. Phương pháp nghiên cứu Ba giá đầu vào gồm: W1 là giá vốn tiền gửi, Ước lượng hồi quy mô hình thực nghiệm W2 là giá vốn lao động và W3 là giá vốn vật bằng cách tính toán các biến trong mô hình, chất; (W1 – chi phí lãi / tổng cho vay, W2 chi thống kê mô tả, kiểm định mô hình, tiến hành phí lương/tổng tài sản, W3 – chi phí hoạt động ước lượng mức độ ổn định tài chính của các khác/tổng tài sản cố định); T là xu hướng thời ngân hàng. gian (Time Trend) nhằm nắm bắt tác động Bước 1: Tính toán các biến trong mô hình của thay đổi công nghệ dẫn đến những thay thực nghiệm đổi của hàm sản xuất theo thời gian. T = 1 cho năm 2010, T = 2 cho năm 2011 và T = 9 cho Tất cả các biến số được tính theo công năm 2018; ε là sai số ngẫu nhiên; α α là các thức mô tả trong Bảng 1. Biến Lerner (chỉ số 1 20 tham số ước lượng. đo lường năng lực cạnh tranh), được xác định bằng tỷ lệ chênh lệch giữa giá đầu ra và chi phí Lấy đạo hàm bậc nhất từ phương trình (2) biên so với giá đầu ra, thông qua công thức: Sau khi ước lượng hàm tổng chi phí, chi phí biên được xác định bằng cách lấy đạo hàm bậc P – MC it it nhất từ phương trình TC. Lernerit = (1) Pit dTC α + α lnQ + α lnW + α lnW + α lnW + α T MC = = 1 2 it 6 it1 7 it2 8 it3 17 × TC dQ Qit Bước 2: Thống kê mô tả các biến số thuộc Bước 3: Lựa chọn phương pháp hồi quy mô hình thực nghiệm cho mô hình nghiên cứu Thống kê mô tả đưa ra các tiêu chí thống Phương pháp OLS (ordinary least squares – kê như số quan sát, giá trị trung bình, độ lệch OLS) được áp dụng cho mô hình hồi quy. chuẩn, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, giá trị Sau khi tiến hành hồi quy bằng OLS, nhóm trung vị của dữ liệu. tác giả tiến hành loại bỏ các biến không có ý 7
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 nghĩa thống kê ở kết quả ước lượng tức là các tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương biến không cần thiết. Tiếp theo đó, nhóm tác quan. Nếu mô hình có tồn tại hiện tượng tự giả tiếp tục thực hiện hồi quy với phương pháp tương quan, tác giả tiến hành khắc phục bằng FEM (Fixed effects model – mô hình tác động cách sử dụng phương pháp bình phương tối cố định) và REM (Random effects model – mô thiểu tổng quát GLS. Dựa trên nghiên cứu của hình tác động ngẫu nhiên). Pathan và cộng sự (2007) cho rằng các nghiên Lựa chọn mô hình hồi quy thích hợp cho cứu thực nghiệm mức độ ảnh hưởng của các việc phân tích các biến bằng cách sử dụng các ngân hàng ngoại đối với ngân hàng nội địa kiểm định F, Hausman. Kiểm định F giúp cho thường gặp các vấn đề nội sinh, một phần là do việc đánh giá lựa chọn mô hình FEM thay cho bản chất các biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Để khắc phục hiện tượng nội sinh, OLS. Kiểm định Hausman giúp xác định mô ước lượng hồi quy mô hình nghiên cứu bằng hình FEM phù hợp hơn REM rồi tiếp tục tiến phương pháp GMM được được nhiều nghiên hành kiểm định T (T-test) để kiểm tra ý nghĩa cứu sử dụng nhằm mang lại kết quả ước lượng của các hệ số ước lượng. vững (Arellano & Bond, 1991; Lee và cộng sự, Bước 4: Kiểm định các khuyết tật của 2014; Mensi & Labidi, 2015). mô hình 4. Kết quả và thảo luận Nhóm tác giả tiến hành kiểm định bằng phương pháp nhân tử phóng đại phương sai 4.1. Thống kê mô tả các biến trong mô hình VIF nhằm kiểm định hiện tượng đa cộng Nghiên cứu được thực hiện trên mẫu gồm tuyến của một biến độc lập với các biến độc 31 NHTM Việt Nam và 11 NHTM có vốn nước lập khác. Các kiểm định Breusch-Pagan và ngoài giai đoạn 2010 – 2018. Kết quả thống kê Breusch-Godfrey được thực hiện nhằm kiểm mô tả được chi tiết: Bảng 2. Bảng thống kê mô tả các biến trong mô hình Zscore Biến số Quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Biến phụ thuộc ZscoreMH3 271 12,6665 5,6891 0,9030 33,9246 Biến độc lập và biến kiểm soát Zscore1 271 12,9026 5,6303 0,9030 33,9246 Lerner 271 0,1795 0,0866 -0,5039 0,4354 ETA 271 0,0949 0,0429 0,0326 0,2554 SIZE 271 18,3747 1,1685 15,9227 20,9956 LTA 271 0,5437 0,1319 0,1473 0,8075 HDV 271 0,6362 0,1348 0,2508 0,8937 LLP 271 0,0338 0,0688 0,0025 0,6766 HHI 271 0,7055 0,2651 0,5005 3,7370 GroTA 271 1,8372 23,8438 -0,9282 392,8397 FS1 271 0,2000 0,0216 0,1837 0,2391 FS2 271 0,1027 0,0057 0,0954 0,1130 GDP 271 0,0624 0,0058 0,0525 0,0708 INF 271 0,0661 0,0635 -0,0019 0,2126 Original 271 0,1661 0,3728 0,0000 1,0000 8
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 4.2. Kết quả đo lường tác động của năng lực cạnh tranh đến mức độ ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam Bảng 3. Tóm tắt kết quả hồi quy Biến số OLS FEM REM GLS Zscore Zscore1 -0,0189 -0,0157 -0,0144 -,01889 -0,0143* Lerner 9,4227 10,3399 10,1662 9,4226 9,5422 ETA 127,3711 127,3979 126,5509 127,3711 126,4209 SIZE -0,2605 0,0863 -0,2312 -0,2605 -0,2358 LTA 1,1392 1,5775 1,4307 1,1392 1,0663 HDV -1,4865 -1,4102 -1,5753 -1,4865 -1,0223 LLP -0,4253 0,1400 0,1244 -0,4253 -0,3363 HHI 0,5431 0,4942 0,5041 0,5431 0,6319 GroTA -0,0018 -0,0007 -0,0010 -0,0018 -0,0008 FS1 -0,2106 -2,3385 -0,5420 -0,2106 -0,9164 FS2 7,9961 1,1473 6,3786 7,9961 10,1407 GDP 3,9956 1,0053 2,8264 3,9956 6,4375 INF 0,0021 1,1757* 0,0579 0,0021 0,7876* Original -0,1837* -0,2147 -0,3148 -0,1837* -0,2568* _cons 5,3063 -2,0472 4,5027 5,3063 4,8629 Số quan sát 270 Số nhóm 31 Biến công cụ 28 Mean VIF 2,13 F test that all u_i = 0: F(30, 226) = 5,85 F-test Prob > F = 0,0000 Hausman test Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(12) = (b – B)’[(V_b – V_B)^(–1)](b – B) = 14,20 Prob>chi2 = 0,0000 (V_b – V_B is not positive definite) Breusch Pagar test Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 76,73 Prob > chibar2 = 0,0000 Wooldridge test H0: no first order autocorrelation F (1, 30) = 31,309 Prob > F = 0,0000 AR(2) Pr > z = 0,909 Sargan test Prob > chi2 = 0,330 Hansen test Prob > chi2 = 0,602 Ghi chú: Các ký hiệu ( ), ( ), (*) thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt tương ứng là 1%, 5%, 10%. 9
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Hệ số VIF của mô hình là 2,13 cho thấy mô vững vị thế trên thị trường khi có sự gia nhập hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm của các tổ chức nước ngoài vào thị trường nội định F test cho kết quả Prob > F = 0,0000, nghĩa địa (và ngược lại), áp lực cạnh tranh ngày càng là mô hình tác động cố định (FEM) phù hợp. gay gắt, có nhiều NHTM tại Việt Nam góp Trong kiểm định tiếp theo, nghiên cứu tiến phần tạo nên những cuộc đua lãi suất, những hành kiểm định hồi quy theo mô hình tác hành động rút tiền gửi ồ ạt của khách hàng, gây động ngẫu nhiên (REM) và thực hiện kiểm ra sự bất ổn định tài chính và làm giảm lòng tin định Hausman test để lựa chọn mô hình phù của khách hàng vào hệ thống NHTM. Kết quả hợp. Kết quả giá trị Prob > chi2 = 0,0000, nghĩa nghiên cứu trên cũng tương đồng với kết quả là chọn mô hình FEM. nghiên cứu của (Võ Xuân Vinh & Đặng Bửu Kiểm định Breusch Pagar test và Wooldridge Kiếm, 2016). test cho kết quả Prob > chi2 = 0,0000 và Quy mô vốn chủ sở hữu (ETA): Kết quả Prob > F = 0,0000 cho thấy mô hình tồn tại nghiên cứu cho thấy, hệ số hồi quy của biến hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương ETA là dương và có ý nghĩa thống kê cho thấy quan, nên mô hình GLS sẽ được sử dụng để mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa tỷ lệ vốn chủ sở kiểm soát và khắc phục khuyết tật. hữu bình quân trên tổng tài sản bình quân với Theo Delis và cộng sự (2009), giữa sức cạnh chỉ số Zscore, khi tỷ lệ này tăng thì Zscore tăng, tranh và vốn có mối quan hệ tương quan với mức độ ổn định tài chính của ngân hàng tăng. nhau nên nguy cơ tồn tại vấn đề nội sinh trong Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hoàng mô hình nghiên cứu. Vì vậy, phương pháp Công Gia Khánh và Trần Hùng Sơn (2015), S.GMM được sử dụng để khắc phục vấn đề Nguyễn Minh Hà và Nguyễn Bá Hướng (2016). nội sinh tiềm ẩn trong kết quả nghiên cứu. Mô Quy mô ngân hàng (SIZE): Kết quả hồi quy hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê với mức cho thấy quy mô ngân hàng tác động tiêu cực ý nghĩa 1%. Kiểm định Hansen test có Prob > đến mức độ ổn định tài chính của các ngân chi2 = 0,602 lớn hơn 0,05 nên chấp nhận giả hàng và có mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều thiết H0: mô hình được xác định đúng, các biến này hàm ý khi tài sản gia tăng thì tính ổn định đại diện là hợp lý. Kiểm định AR(2) có giá trị của ngân hàng có xu hướng giảm. Pr > z = 0,909 lớn hơn 0,05 nên chấp nhận giả Quy mô tín dụng (LTA): Kết quả hồi quy thiết H : không có sự tương quan chuỗi bậc 2. 0 cho thấy quy mô tín dụng ngân hàng tác động Kết quả hồi quy từ ước lượng S.GMM trình tích cực đến mức độ ổn định tài chính của bày trong bảng 3 cho thấy mức độ ảnh hưởng ngân hàng và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Khi của các yếu tố đến mức độ cạnh tranh của các tín dụng ngân hàng tăng trưởng cũng tiềm ẩn NHTM cụ thể như sau: nhiều rủi ro và nguy cơ nếu ngân hàng không Chỉ số Lerner: Hệ số hồi quy biến Lerner kiểm soát tốt chính sách an toàn tín dụng. cho thấy năng lực cạnh tranh có tác động Hoạt động tín dụng được xem là nguồn thu dương đến mức độ ổn định tài chính và có ý quan trọng trong doanh thu của ngân hàng. nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả hàm ý năng Khi dư nợ tín dụng càng cao đóng góp rất lớn lực cạnh tranh càng tăng, thì mức độ ổn định vào thu nhập. Vì vậy, yếu tố này phản ánh tài chính của các NHTM Việt Nam càng tăng. năng lực quản trị tốt của các nhà quản lý ngân Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của hàng (Sadikoglu & Zehir, 2010). Berger và cộng sự (2009), Fu và cộng sự (2014), Thị phần huy động vốn (HDV): Kết quả đều ủng hộ cho quan điểm “cạnh tranh – dễ cho thấy thị phần huy động vốn các NHTM tổn thương”. Thực tế hoạt động NHTM tại trong giai đoạn 2010 – 2018 tác động tiêu Việt Nam trong thời gian qua đã cho thấy một cực đến mức độ ổn định tài chính của ngân số mặt trái do áp lực cạnh tranh giữa các ngân hàng, ý nghĩa thống kê 1%. Khi huy động được hàng trong thị trường ngân hàng. Nhằm giữ nhiều vốn thì tài sản có của ngân hàng sẽ gia 10
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 tăng, nhưng điều này cũng đồng thời làm tăng mức độ ổn định tài chính của ngân hàng nội nguồn chi phí để chi trả cho các khoản vốn địa (Athanasoglou và cộng sự, 2008). huy động dẫn đến giảm lợi nhuận. Nếu ngân Các yếu tố vĩ mô hàng không có chiến lược sử dụng tốt nguồn vốn huy động thì sẽ có nguy cơ gia tăng rủi ro Kết quả hồi quy cho thấy tốc độ tăng trưởng thanh khoản cho ngân hàng, điều này cũng là GDP tác động tích cực đến mức độ ổn định tài một trong nguyên nhân gây mất ổn định cho chính của ngân hàng và có mức ý nghĩa thống hoạt động ngân hàng. kê 1%. Điều này cho thấy khi nền kinh tế tăng trưởng tốt ngân hàng sẽ chịu tác động tích cực Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLP): Hệ số từ sự phát triển đó. Kết quả này phù hợp với các hồi quy cho biến LLP có tác động âm với chỉ nghiên cứu trước đó của Fu và cộng sự (2014), số Zscore. Tuy nhiên, tác giả không tìm được Ariss (2010). Tỷ lệ lạm phát INF tác động tích bằng chứng về tác động của tỷ lệ dự phòng rủi cực đến mức độ ổn định của ngân hàng và có ro tín dụng lên mức độ ổn định tài chính của mức ý nghĩa thống kê 1% tương đồng với kết ngân hàng. quả nghiên cứu của Putranto và cộng sự (2014) Khả năng đa dạng hóa thu nhập (HHI): chỉ ra rằng tỷ lệ lạm phát tác động tích cực đến Kết quả hồi quy cho thấy hoạt động đa dạng khả năng sinh lời của ngân hàng, tăng mức độ hóa càng tăng tác động tích cực đến mức độ ổn định tài chính cho ngân hàng. ổn định tài chính của ngân hàng. Khi có sự Mức độ ảnh hưởng từ sự hiện diện của ngân gia nhập thị trường của các NHNNg, để thu hàng nước ngoài đến các NHTM Việt Nam hút mở rộng thị trường và nâng cao vị thế bắt buộc các NHTM Việt Nam phải mở rộng Biến tỷ lệ số lượng NHNNg trên tổng số các sản phẩm dịch vụ thay vì tập tập trung lượng ngân hàng toàn hệ thống tín dụng Việt vào các hoạt động truyền thống cho vay và Nam (FS1): Kết quả hồi quy cho thấy tương huy động vốn. Điều này có thể thu hút được quan ngược chiều giữa mức độ ổn định tài nguồn vốn từ nước ngoài sử dụng cho việc chính của ngân hàng và số lượng ngân hàng phát triển dịch vụ, tiếp cận thêm công nghệ nước ngoài tại Việt Nam. Tuy nhiên biến này tiên tiến, nguồn nhân lực và quản lý trình độ lại không có ý nghĩa thống kê trong mô hình cao từ các ngân hàng mạnh của các nước gia nghiên cứu, có thể do số lượng ngân hàng có nhập làm tăng mức độ ổn định tài chính cho vốn nước ngoài chiếm tỷ lệ còn ít trong giai ngân hàng nội địa. Kết quả này tương đồng đoạn nghiên cứu. với nghiên cứu của Amidu và Wolfe (2013); Biến tỷ lệ tổng tài sản các NHNNg trên Mensi và Labidi (2015). tổng tài sản toàn hệ thống tín dụng Việt Nam Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản (GroTA): (FS2): Kết quả hồi quy cho thấy tương quan Kết quả hồi quy cho thấy tốc độ tăng trưởng cùng chiều giữa mức độ ổn định tài chính của tổng tài sản tác động tiêu cực đến mức độ ổn ngân hàng và tỷ trọng tài sản NHNNg tại Việt định tài chính của ngân hàng và có mức ý Nam. Điều này hàm ý khi có sự tăng trưởng nghĩa thống kê 1%. Kết quả tương đồng với FDI từ NHNNg thì sẽ góp phần làm tăng mức các nghiên cứu đưa ra kết quả rằng các ngân độ ổn định của các NHTM nội địa. Đây là một hàng lớn thường mạo hiểm vào nhiều lĩnh tín hiệu đáng mừng trong bối cảnh hội nhập vực, bao gồm các lĩnh vực có rủi ro cao và đe CPTPP. Khi gia nhập CPTPP, với các cam kết dọa đến mức độ ổn định tài chính của ngân trong lĩnh vực tài chính ngân hàng, việc gia tăng hàng đó. Bên cạnh đó, ngân hàng có tổng tài FDI cho ngành ngân hàng là tất yếu. Khi có sự sản lớn có thể do sự góp vốn đầu tư của nhiều gia nhập của các NHNNg sẽ góp phần tăng quy đối tượng sở hữu, trong đó có sự tham gia của mô về vốn, tăng sức mạnh cạnh tranh cho các các tổ chức tài chính nước ngoài, cũng có thể NHTM nội địa. Bên cạnh đó, các NHTM trong là yếu tố làm suy giảm năng lực cạnh tranh và nước sẽ có cơ hội tiếp cận với nền khoa học 11
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 công nghệ tiên tiến, trình độ quản lý và nguồn đoạn 2010 – 2018 sẽ đóng góp vào việc ủng hộ nhân lực chất lượng cao. Đồng thời có thể học cho những quan điểm kinh tế trước đó, cung hỏi nâng cao trình độ chuyên môn nghiệp vụ, cấp cho thực tiễn bức tranh đánh giá tổng thể mở rộng hoạt động dịch vụ chuyên nghiệp cho và chi tiết đáng tin cậy về mối quan hệ giữa các chính ngân hàng của mình. Các ngân hàng yếu tố đặc trưng của ngân hàng Việt Nam. trong nước cũng có thể mở rộng đầu tư sang 5.2. Hàm ý chính sách nước ngoài thông qua sự hợp tác và phối hợp của các ngân hàng trong khối CPTPP, nâng Vấn đề Việt Nam ký kết Hiệp định CPTPP cao hiệu quả hoạt động và gia tăng vị thế cạnh kì vọng đem đến cho nền kinh tế nói chung và tranh của NHTM Việt Nam. Kết quả nghiên ngành ngân hàng nói riêng những triển vọng cứu hồi quy phù hợp với kết quả nghiên cứu lớn trong việc kết nối và mở rộng thị trường của Claessens và cộng sự (2001). quốc tế. Xu thế mở cửa, đổi mới quan điểm – chính sách – cơ cấu – đường lối hoạt động Hệ số hồi quy biến Original có mức ý nghĩa không còn là kế hoạch hay dự định nữa mà 1% và dấu ngược chiều với chỉ số Zscore. Điều phải được tiến hành nhanh chóng và động bộ này hàm ý khi tăng khi tăng mức độ kiểm soát trên tất cả các lĩnh vực có liên quan theo nội và quản lý của Nhà nước sẽ làm giảm mức độ dung cam kết từ Hiệp định. ổn định tài chính của các ngân hàng trong bối cảnh hội nhập. Các ngân hàng có sự quản lý Để đạt được hiệu quả tốt nhất, đòi hỏi của Nhà nước sẽ có nhiều ưu thế về vốn, chính Chính phủ cần phải quyết tâm, mạnh dạn sách bảo hộ, tuy nhiên cũng chính điều này đổi mới quan điểm quản lý, điều hành chính làm giảm khả năng tự bảo vệ trước các biến sách của mình, thúc đẩy sự phối hợp đồng bộ đổi liên tục của thị trường, đặc biệt trong giai giữa các chính sách kinh tế vĩ mô, nhất là giữa đoạn hội nhập theo xu thế tự do hóa tài chính. chính sách tài khóa với chính sách tiền tệ để Điều này tương đồng với kết quả nghiên cứu thiết lập môi trường vĩ mô ổn định cũng như của Tan (2016). chung tay hỗ trợ định hướng tầm nhìn phát triển chiến lược cho ngành ngân hàng. Song 5. Kết luận và hàm ý chính sách song với việc đổi mới quan điểm quản lý và điều hành, với xu hướng quốc tế hóa lĩnh vực 5.1. Kết luận ngân hàng, khi tham gia hội nhập vào hệ thống Kết quả hàm ý năng lực cạnh tranh càng ngân hàng thế giới cũng như vào thị trường tài tăng thì mức độ ổn định tài chính của hệ thống chính – tiền tệ quốc tế, nội tại bản thân các ngân hàng Việt Nam càng tăng. Kết quả này ngân hàng Việt Nam phải bắt buộc chủ động phù hợp với các nghiên cứu của Berger và cải tiến hoạt động, trở thành ngân hàng đủ cộng sự (2009), Fu và cộng sự (2014), Võ Xuân mạnh, đủ sức cạnh tranh để có thể được xếp Vinh và Đặng Bửu Kiếm (2016) đều ủng hộ hạng cùng các ngân hàng khác trong khu vực cho quan điểm “cạnh tranh – dễ tổn thương”. và trên thế giới theo các tiêu chí về vốn, tổng Kết quả này góp phần củng cố cho các kết quả tài sản, năng lực quản lý, lợi nhuận, khả năng nghiên cứu trước đó về kết luận: ngân hàng có thanh khoản, thông tin công khai, minh bạch năng lực cạnh tranh càng cao thì mức độ ổn và độ thích ứng với thị trường Đồng thời, định tài chính càng cao. ngân hàng Nhà nước nên tăng cường quản lý Nhìn chung, phần lớn kết quả nghiên cứu rủi ro, đặc biệt chú trọng cải thiện hệ thống các yếu tố tác động đều phù hợp với kỳ vọng quản trị nội bộ của các NHTM, có chiến lược nghiên cứu. Những kỳ vọng này được xây dựng quản trị nguồn vốn ngoại vào thị trường Việt dựa trên khung lý thuyết được lược khảo và Nam, mặt khác có chính sách chủ động đối các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan. Do phó với các thách thức từ bên ngoài nhằm tăng đó, kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả cho cường và giữ vững ổn định hệ thống. trường hợp 31 NHTM tại Việt Nam trong giai 12
13. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 TÀI LIỆU THAM KHẢO Allen, F., & Gale, D. (2004). Competition and Financial Stability. Journal of Money, Credit and Banking, 36(3), Part 2, 453-480. Amidu, M., & Wolfe, S. (2013). Does bank competition and diversification lead to greater stability? Evidence from emerging markets. Review of Development Finance, 3(3), 152-166. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297. Ariss, R. T. (2010). On the implications of market power in banking: Evidence from developing countries. Journal of banking & Finance, 34(4), 765-775. Athanasoglou, P., Delis, M., & Staikouras, C. (2008). Determinants of Bank Profitability in the South Eastern European Region. Journal of Financial Decision Making, 2, 1-17. Berger, A. N., Demirgüç-Kunt, A., Levine, R., & Haubrich, G. J. (2004). Bank Concentration and Competition: An Evolution in the Making. Journal of Money, Credit and Banking, 36(3), 433-451. Berger, A., Klapper, L., & Turk-Ariss , R. (2009). Bank competition and financial stability. Journal of Financial Services Research, 35, 98-118. Besanko, D., & Thakor, A. (2004). Relationship Banking, Deposit Insurance and Bank Portfolio Choice. Journal of Economic Theory, 30(4), 167-182. Boot, A. W., Greenbaum, S. I., & Thakor, A. V. (1993). Reputation And Discretion In Financial Contracting. The American Economic Review, 83(5), 1165-1183. Boyd, J. H., & Nicoló, G. D. (2005). The Theory of Bank Risk Taking and Competition Revisited. The Journal of Finance, 60(3), 1329-1343. Caminal, R., & Matutes, C. (2002). Market power and banking failures. International Journal of Industrial Organization, 20(9), 1341-1361. Cihák, M., & Schaeck, K. (2014). Competition, Efficiency, and Stability in Banking. Financial Management, 43(1), 215-241. Claessens, S., Demirgüç-Kunt, A., & Huizinga, H. (2001). How does foreign entry affect domestic banking markets? Journal of Banking and Finance, 25, 891-911. Delis, M. (2012). Bank competition, financial reform, and institutions: The importance of being developed. Journal of Development Economics, 97, 450-465. Delis, M., & Tsionas, E. (2009). The joint estimation of bank-level market power and efficiency. Journal of Banking & Finance, 33(10), 1842-1850. Demirguc-Kunt, Asli; Huizinga, Harry (2016). Determinants of commercial bank interest margins and profitability: some international evidence (English). The World Bank economic review, 309-408. Hoàng Công Gia Khánh & Trần Hùng Sơn (2015). Phát triển thị trường tài chính và rủi ro của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 26(12), 53-68. Fernández, R. O., & Garza-García, J. G. (2017). The relationship between bank competition and financial stability: A case study of the Mexican banking industry. Ensayos Revista de Economía 0(1), 103-120. Fu, X. M., Lin, Y. R., & Molyneux, P. (2014). Bank competition and financial stability in Asia Pacific. Journal of Banking and Finacce, 38, 64-77. Goetz, M. (2017). Competition and bank stability. Journal of Financial Intermediation, 35, 145-168. Jeon, J. Q., Lee, C., & Moffett, C. M. (2011). Effects of foreign ownership on payout policy: Evidence from the Korean market. Journal of Financial Markets, 14(2), 344-375. Juabin, M. (2019). Financial Performance Analysis of Distressed Banks in Ghana: Exploration of Financial Ratios and Z-score. MPRA Paper 97095, University Library of Munich, Germany. Kasman, A., & Carvallo, O. (2014). Financial stability, competition and efficiency in Latin American and Caribbean banking. Journal of Applied Economics, 49(2), 301-324. 13
14. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Keeley, M. C. (1990). Deposit Insurance, Risk, and Market Power in Banking. The American Economic Review, 80(5), 1183-1200. Lee, C.-C., Hsieh, M.-F., & Yang, S.-J. (2014). The relationship between revenue diversification and bank performance: Do financial structures and financial reforms matter? Japan and the World Economy, 29, 18-35. Manlagñit, M. (2011). ost efficiency, determinants, and risk preferences in banking: A case of stochastic frontier analysis in the Philippines. Journal of Asian Economics, 22, 23-35. Martinez-Miera, D., & Repullo, R. (2010). Does Competition Reduce the Risk of Bank Failure? Review of Financial Studies, 23(10), 3638-3664. Maudos, J., & Solís, L. (2009). The Determinants of Net Interest Income in the Mexican Banking System: An Integrated Model. Journal of Banking and Finance, 35, 1920-1931. Mensi, S., & Labidi, W. (2015). The Effect of Diversification of Banking Products on the Relationship between Market Power and Financial Stability. American Journal of Economics and Business Administration, 7(4), 185-193. Micco, A., Panizza, U., & Yañez, M. (2007). Bank ownership and performance. Does politics matter? Journal of Banking & Finance, 31(1), 219-241. Michael C. Keeley. (1990). Deposit Insurance, Risk, and Market Power in Banking. The American Economic Review, 80(5), 1183-1200. Mustafa, A., & Toçi, V. (2017). Estimation of the banking sector competition in the CEE countries: The Panzar- Rosse approach. Journal of Economics and Business, 35(2), 459-485. Nguyễn Minh Hà & Nguyễn Bá Hướng (2016). Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản ngân hàng bằng phương pháp Z-Score. Tạp chí Kinh tế & Phát triển, 229, 17-25. Pathan, S., Skully, M., & Wickramanayake, J. (2007). Board Size, Independence and Performance: An Analysis of Thai Banks. Asia-Pacific Financial Markets, 14(3), 211-227. Sadikoglu, E., & Zehir, C. (2010). Investigating the effects of innovation and employee performance on the relationship between total quality management practices and firm performance: An empirical study of Turkish firms. International Journal of Production Economics, 127(1), 13-26. Sanya, S., & Wolfe, S. (2011). Can Banks in Emerging Economies Benefit from Revenue Diversification? Journal of Financial Services Research, 40, 79-101. Tan, Y. (2016). Efficiency and Competition in Chinese Banking. Chandos. Võ Xuân Vinh & Đặng Bửu Kiếm (2016). Năng lực cạnh tranh, lợi nhuận và sự ổn định của các ngân hàng Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 27(12), 25-45. 14