Nghiên cứu tác động của cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 1 NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA CẠNH TRANH ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM THE IMPACT OF COMPETITION ON STABILITY OF COMMERCIAL BANKS IN VIETNAM Trầm Thị Xuân Hương1, Nguyễn Từ Nhu2 Ngày nhận: 12/3/2018 Ngày nhận bản sửa: 28/3/2018 Ngày đăng: 5/4/2018 Tóm tắt Nghiên cứu tác động của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng được thực hiện trên bộ dữ liệu 25 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016. Kết quả cho thấy cạnh tranh có mối tương quan dương với sự ổn định ngân hàng. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy các yếu tố: dư nợ tín dụng, vốn huy động, quy mô ngân hàng, tốc độ tăng trưởng kinh kế và lạm phát cũng ảnh hưởng đến sự ổn định của hệ thống NHTM Việt Nam. Thông qua đó, nghiên cứu gợi ý chính sách cho các nhà hoạch định chính sách và quản trị ngân hàng nhằm tăng cường khả năng cạnh tranh để giúp cho hoạt động kinh doanh của các NHTM ngày càng ổn định hơn trong thời gian tới. Từ khóa: Cạnh tranh, hiệu quả kinh doanh, ổn định ngân hàng. Abstract This paper investagates impact of competition on bank stability through regression method with data of 25 commercial banks in Vietnam covering the period from 2006 to 2016. Its results show that there is a positive relationship betwwen them. In addition, the paper finds that factors affect the stability of banks such as credit balance, deposits, bank size, economic growth rate and inflation. At the end of our analysis, we provides useful suggestions for managers and policymakers to strengthen banks’ competitiveness helped to improve the stability of the Vietnamese commercial banking system in the next time. Keyword: Competition, effective performance, bank stability. 1. Giới thiệu Đứng trước thách thức hội nhập, hầu hết các quốc gia trên thế giới đều thừa nhận cạnh tranh là môi trường tạo động lực thúc đẩy kinh tế phát triển. Kinh doanh trên lĩnh vực tiền tệ rất nhạy cảm, chịu tác động bởi các yếu tố về kinh tế, chính trị, xã hội, tâm lý, Các NHTM sử dụng 1 Trường Đại Học Kinh Tế.TP.HCM, email: txhuong@ueh.edu.vn 2 Trường Đại Học Kinh Tế.TP.HCM, email: nhunt@ueh.edu.vn cạnh tranh như là chiến lược để mở rộng thị trường, thu hút khách hàng, gia tăng thị phần, nâng cao chất lượng sản phẩm giúp cho hệ thống ngày càng ổn định và phát triển hơn. Tùy theo thế mạnh và nguồn lực hiện có, ngân hàng có thể lựa chọn nhiều chiến lược cạnh tranh về số lượng, chất lượng sản phẩm, Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 2 lãi suất, công nghệ, Tuy nhiên, thực tiễn từ trước đến nay tồn tại các tranh luận trái chiều về tác động của cạnh tranh đến sự ổn định tài chính trong hoạt động kinh doanh ngân hàng, như vậy liệu cạnh tranh ngân hàng có dẫn đến mối đe dọa cho sự ổn định ngân hàng hay không? Riêng ở Việt Nam, trong thời gian gần đây, môi trường và thể chế hoạt động của hệ thống ngân hàng có những chuyển biến đáng ghi nhận về quản trị nội bộ, bộ máy tổ chức, ứng dụng công nghệ và sự phát triển của các dịch vụ ngân hàng hiện đại. Tuy nhiên, không nằm ngoài quy luật chung, những sai lệch và bất ổn trong chiến lược cạnh tranh có thể gây ra nhiều tổn thất không nhỏ cho hệ thống ngân hàng trên mọi mặt. Các ngân hàng Việt Nam không chỉ cạnh tranh với các NHTM trong nước mà còn cạnh tranh với các NHTM nước ngoài do các cam kết hội nhập kinh tế. Sự xuất hiện của các ngân hàng 100% vốn nước ngoài, loại bỏ dần các hạn chế đối với hoạt động của chi nhánh ngân hàng, nên mức độ cạnh tranh giữa các ngân hàng ngày càng trở nên gay gắt. Xuất phát từ ảnh hưởng của cạnh tranh đến ổn định ngân hàng cho thấy nghiên cứu này là hoàn toàn thiết thực, đưa ra các gợi ý về chính sách để phát triển toàn diện và ổn định hệ thống trong điều kiện cạnh tranh và hội nhập quốc tế. 2. Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm: Sự ổn định ngân hàng được xem xét trên khía cạnh sự ổn định tài chính trong hoạt động ngân hàng. Theo đó, ngân hàng là một doanh nghiệp đặc biệt, nên trong quá trình nghiên cứu sẽ có những sự khác biệt. Nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng sự ổn định của hệ thống ngân hàng của hai tác giả Nadya Jahn và Thomas Kick (2011) có nêu khái niệm về ổn định tài chính ngân hàng như sau: “Sự ổn định tài chính của hệ thống ngân hàng là trạng thái ổn định mà trong đó hệ thống ngân hàng thực hiện các chức năng của mình một cách có hiệu quả bao gồm phân phối nguồn lực, phân tán rủi ro và phân phối thu nhập”. Theo Pierre Monnin và Terhi Jokipiia không có trong danh mục TLTK (2010) khi nghiên cứu về tác động của ổn định ngân hàng đến nền kinh tế của 18 nước trong OECD đã đưa ra định nghĩa về ổn định ngân hàng như sau: Sự bất ổn tài chính là xác suất của ngành ngân hàng trở nên không có khả năng trả được nợ trong quý tiếp theo. Do đó, xác suất này càng thấp tương ứng với sự ổn định càng tăng và ngược lại. Cụ thể, nếu giá trị thị trường của tài sản ngân hàng nhỏ hơn tổng nợ phải trả, tức là ngân hàng suy giảm hay thậm chí không có khả năng trả nợ, tức là ngân hàng đang bất ổn. Như vậy, ổn định ngân hàng là việc ngân hàng duy trì hoạt động có hiệu quả, có khả năng ứng phó tốt đối với những tác động bên trong và bên ngoài, trong hiện tại và cả tương lai, đặc biệt là các cú sốc của nền kinh tế mà vẫn duy trì được khả năng thanh toán cho các khoản nợ đến hạn, duy trì hoạt động một cách bình thường. Ổn định tài chính của hệ thống ngân hàng được xác định từ các phương pháp đo lường sự ổn định của hệ thống tài chính của các doanh nghiệp ra đời vào những năm 1930. Ban đầu, các nghiên cứu ban đầu tập trung theo phương pháp phân tích tỷ lệ (ratio analysis), sau đó là phương pháp phân tích đơn biến, cuối cùng là đến năm 1968, phương pháp phân tích kết hợp các chỉ số được nhà kinh tế học Edward I. Altman đưa ra để dự báo xác suất phá sản của doanh nghiệp, dẫn đến sự bất ổn trong hoạt động kinh doanh. Kế thừa chỉ số Z-Score của Edward I. Altman, hàng loạt các nghiên cứu thực nghiệm được mở rộng và chuyên sâu hơn, Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 3 trong đó có lĩnh vực Tài chính - Ngân hàng. Ngoài ra, khi ứng dụng mô hình chỉ số Z-Score cho các nghiên cứu trong tình hình kinh tế ở các nước khác nhau, nhiều tác giả nhận thấy việc đưa thêm các chỉ số khác như ROA, ROE (Ariss, 2010; Uhde và Heimeshoff, 2009) sẽ góp phần giúp cho việc đánh giá sự ổn định ngân hàng được toàn diện hơn thông qua xem xét khả năng sinh lợi trong hoạt động kinh doanh ngân hàng. Khi nghiên cứu về tác động của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng, có hai quan điểm chính đã được phát triển về vấn đề này, quan điểm thứ nhất: cho thấy rằng sự cạnh tranh trong ngành ngân hàng dẫn đến mất ổn định, trong khi quan điểm thứ hai cho rằng có mối quan hệ tích cực tồn tại giữa cạnh tranh và ổn định của các NHTM. Quan điểm thứ nhất: Cạnh tranh - dễ tổn thương, được đề xuất bởi Keeley (1990). Ý tưởng chính của quan điểm này là sự cạnh tranh của ngân hàng cao sẽ làm mất ổn định ngân hàng. Ngân hàng sẽ hạ thấp các tiêu chuẩn để lựa chọn đầu tư. Ngược lại, nếu các ngân hàng có sức mạnh thị trường cao và có được giá trị thương hiệu tích cực, các nhà quản lý ngân hàng cũng như các cổ đông sẽ thận trọng hơn trong việc chấp nhận rủi ro. Allen và Gale (2004) cho rằng cuộc khủng hoảng tài chính sẽ có nhiều khả năng xảy ra trong các ngân hàng ít tập trung. Ý tưởng chính đằng sau quan điểm này là sự cạnh tranh quá mức làm suy giảm giá trị thương hiệu của các ngân hàng bằng cách giảm ưu thế độc quyền của họ và do đó buộc họ phải thực hiện hoạt động có nhiều rủi ro hơn. Matutes và Vives (2000) cho rằng ngân hàng có sức mạnh thị trường cao hơn sẽ giảm được rủi ro phá sản của ngân hàng trong môi trường cạnh tranh không hoàn hảo. Thomas F. Hellmann, Kevin C. Murdock và Joseph E. Stiglitz (2000) cũng khẳng định cạnh tranh có thể gây ảnh hưởng tiêu cực đến hành vi thận trọng của các ngân hàng. Quan điểm này cũng được kiểm định bởi nghiên cứu của nhóm tác giả Allen N. Berger, Leora F. Klapper, Rima Turk-Ariss (2009), Fu, Liu và Molyneux (2014). Quan điểm thứ hai: Cạnh tranh - ổn định của Boyd và De Nicolo (2005) cho rằng có một mối quan hệ tích cực giữa cạnh tranh và ổn định. Ý tưởng chính cho rằng ít cạnh tranh hơn dẫn đến lãi suất cho vay cao hơn, từ đó có thể làm tăng khả năng vỡ nợ của khách hàng và vấn đề rủi ro đạo đức của khách hàng. Do đó, các ngân hàng sẽ đối diện với vấn đề gia tăng nợ xấu. Franco Fiordelisi. và Davide S. Mare (2014), Jin Q.Jeon và Kwang Kyu Lim (2013) cũng bày tỏ rõ quan điểm ủng hộ cho kết quả nghiên cứu của Boyd và De Nicolo (2005), Martin Goetz (2016). Bên cạnh đó, có nhiều bằng chứng nghiên cứu thực nghiệm khác nhau về mối quan hệ giữa cạnh tranh và ổn định ngân hàng. Ariss (2010) kiểm tra mức độ khác nhau về sức mạnh thị trường ảnh hưởng như thế nào đến hiệu quả và sự ổn định của ngân hàng trong bối cảnh nền kinh tế của các quốc gia đang phát triển. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng sức mạnh thị trường gia tăng dẫn đến sự ổn định của ngân hàng lớn hơn và nâng cao hiệu quả ngân hàng. Tương tự, Yeyati và Micco (2007), Raúl Osvaldo Fernández và Jesús G. Garza-García (2015), Klaus Schaeck và Martin Cihák (2007) tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa cạnh tranh và sự ổn định của ngân hàng. Liu và cộng sự (2012) nghiên cứu mối quan hệ tương tự với dữ liệu thu thập từ 5 quốc gia Đông Nam Á, sử dụng một số chỉ số để đo lường rủi ro của ngân hàng. Kết quả của họ chỉ ra rằng sự cạnh tranh là có mối quan hệ ngược chiều với hầu hết các chỉ số đo lường rủi ro. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 4 Điều này cho thấy sự cạnh tranh không làm suy giảm sự ổn định của ngân hàng. Kết quả này cũng được khẳng định trong nghiên cứu của Wahyoe Soedarmono và Amini Tarazi (2015). Từ mẫu là các NHTM khu vực Châu Á Thái Bình Dương (1994 – 2009), nghiên cứu chỉ ra rằng các ngân hàng ít cạnh tranh sẽ có sự tăng trưởng tín dụng thấp hơn và sự không ổn định cao hơn, kéo theo đó là sự suy giảm tiền gửi. Tại Việt Nam, nghiên cứu của Phan Thị Thơm và Thân Thị Thu Thủy (2016) về “Mối quan hệ giữa cạnh tranh và hiệu quả trong hệ thống NHTM Việt Nam” đề cập tác động của cạnh tranh đến hiệu quả chi phí và hiệu quả lợi nhuận của hệ thống NHTM Việt Nam. Kết quả nghiên cứu trên mẫu gồm 31 NHTM Việt Nam cho thấy cạnh tranh không gây tổn hại đến hiệu quả chi phí và lợi nhuận ngân hàng. Hay nghiên cứu của Nguyễn Thị Hồng Vinh (2016) xác định mối tương quan dương của mức độ tập trung ngân hàng đến khả năng sinh lời và rủi ro (rủi ro đạo đức) của ngân hàng trong giai đoạn 2007 – 2014. Như vậy, chưa tìm thấy nghiên cứu nào tại Việt Nam xem xét tác động của cạnh tranh ngân hàng đến sự ổn định của hệ thống các NHTM, dưới ảnh hưởng của cạnh tranh các ngân hàng hoạt động có thật sự đạt được hiệu quả bền vững hay không. ? Dựa trên các nghiên cứu lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm nghiên cứu đặt ra giả thuyết như sau: Khi ngân hàng càng gia tăng cạnh tranh trong hoạt động sẽ làm tăng sự ổn định ngân hàng. 3 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy trên cơ sở tiếp cận phương pháp nghiên cứu được đề xuất bởi Martin Richard Goetz (2016), Allen N. Berger và cộng sự (2009). Với nhận định sự ổn định của ngân hàng cần gắn liền với khả năng tạo ra lợi nhuận, mức lợi nhuận phải tăng trưởng và ổn định. Mô hình nghiên cứu đề xuất: Bankstabi,t = α0 + α1Bankstabi,t-1 + α2Lerneri,t + βj,Controli,t + βj,,Control’i,t + εi,t Trong đó : Bankstab: là biến phụ thuộc, đo lường độ ổn định ngân hàng, được xác định bằng chỉ số ROA, ROE, Z-Score; Lerner: là biến độc lập, đo lường mức độ cạnh tranh của ngân hàng ; Control: là tập hợp các biến kiểm soát mô tả theo đặc điểm riêng có của từng ngân hàng (Bao gồm: Logarit tự nhiên của tổng tài sản, Tỷ lệ dư nợ tín dụng/Tổng tài sản, Tỷ lệ Vốn huy động/Tổng tài sản); it: ngân hàng i vào năm t; α0 : hệ số chặn; αj ( j = 1-2) : hệ số hồi quy của biến độc lập; βj, (j, = 1-4) : hệ số hồi quy của biến kiểm soát mô tả đặc điểm riêng của ngân hàng; βj’, (j,, = 1,2): hệ số hồi quy của biến kiểm soát mô tả đặc điểm nền kinh tế vĩ mô; ε: phần dư mô hình. Bảng 1: Tóm tắt các biến nghiên cứu sử dụng trong nghiên cứu Tên biến Cách tính Các nghiên cứu liên quan Kỳ vọng tương quan Biến phụ thuộc ROA ROA = 𝐿ợ𝑖 𝑛ℎ𝑢ậ𝑛 𝑟ò𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Ariss (2010) Uhde và Heimeshoff (2009) Martin Richard Goetz (2016), Raul Allen N. Berger và cộng sự (2009) ROE ROE = 𝐿ợ𝑖 𝑛ℎ𝑢ậ𝑛 𝑟ò𝑛𝑔 𝑉ố𝑛 𝑐ℎủ 𝑠ở ℎữ𝑢 Ariss (2010) Martin Richard Goetz (2016) Allen N. Berger và cộng sự (2009) Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 5 Z-Score Z-score = 𝑅𝑂𝐴+𝐸𝑇𝐴 𝜎𝑅𝑂𝐴 ETA = 𝑉ố𝑛 𝑐ℎủ 𝑠ở ℎữ𝑢 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Amidu và cộng sự (2013) Ariss (2010) Martin Richard Goetz (2016), Allen N. Berger và cộng sự (2009) Biến độc lập Size Logarit (Tổng tài sản) Mirzaei, Moore và Liu (2013) Fu và cộng sự (2014) Martin Richard Goetz (2016), Allen N. Berger và cộng sự (2009) + Loans 𝐷ư 𝑛ợ 𝑡í𝑛 𝑑ụ𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Heiko Hesse và Martin Cihák (2007) Martin Richard Goetz (2016), Raul Allen N. Berger và cộng sự (2009) - Deposits 𝑉ố𝑛 ℎ𝑢𝑦 độ𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Martin Richard Goetz (2016) Allen N. Berger và cộng sự (2009) + GDP Tổng sản phẩm quốc nội Heiko Hesse và Martin Cihák (2007) Martin Richard Goetz (2016) Allen N. Berger và cộng sự (2009) + INF Tỷ lệ lạm phát Heiko Hesse và Martin Cihák (2007) Martin Richard Goetz (2016) Allen N. Berger và cộng sự (2009) + Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng không cân bằng trong giai đoạn từ 2006 – 2016 của 25 ngân hàng TMCP ở Việt Nam. Toàn bộ dữ liệu của được thu thập từ báo cáo tài chính được kiểm toán, báo cáo thường niên công bố công khai của các NHTM Việt Nam và từ cơ sở dữ liệu của Bankscope.Về nguồn dữ liệu liên quan đến tình hình kinh tế vĩ mô của Việt Nam, chỉ số của thị trường trong giai đoạn nghiên cứu, thu thập từ cổng thông tin điện tử của Tổng cục Thống kê Việt Nam. Dữ liệu được xử lý dưới dạng bảng không cân bằng thể hiện qua thống kê mô tả ở Bảng 2. Bảng 2: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu Tên biến Giá trị trung bình Giá trị tối đa Giá trị tối thiểu Độ lệch chuẩn Z-Score 26,25833 104,9722 0,5752318 14,91601 ROA 0,0095398 0,0595185 -0,0551174 0,0080297 ROE 0,103551 4,133617 -0,8200207 0,246976 Lerner 22,61405 69,5344 4,966029 12,46911 Size 17,67471 20,72965 13,13482 1,424538 Loans 0,5199846 0,9174093 0,1139036 0,1387936 Deposits 0,8766458 1,129474 0,0152707 0,0944134 GGDP 6,124819 7,129505 5,247367 0,6176414 INF 8,958727 23,11632 0,63 6,173841 Nguồn: Tính toán và tổng hợp số liệu từ Báo cáo tài chính được kiểm toán, Bankscope và Vietnam Orbis Focus Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 6 Nhìn chung, cơ sở dữ liệu Bảng 2 cho thấy số liệu phản ánh đầy đủ tình hình tài chính của các NHTM Việt Nam trong thời gian qua. Các giá trị tối đa và tối thiểu có sự chênh lệch đáng kể do sự khác biệt về đặc điểm của các NHTM nhưng xoay quanh giá trị trung bình ở các chỉ số: ROA, ROE, Size, Loans. Ngoài ra, các biến còn lại có biến động giữa các ngân hàng nhưng kết quả cho thấy độ lệch chuẩn không đáng kể: Z-Score, Deposits. Còn biến Lerner lại có độ lệch chuẩn cao thể hiện sức cạnh tranh của các NHTM cũng có sự khác biệt lớn. Các chỉ tiêu về kinh tế vĩ mô không có sự biến động lớn trong giai đoạn nghiên cứu. Như vậy, kết quả nghiên cứu sẽ không bị ảnh hưởng nhiều bởi các yếu tố này và sẽ khách quan hơn. Nghiên cứu sử dụng chỉ số Lerner đại diện cho cạnh tranh ngân hàng nhằm xem xét mối quan hệ có thể có giữa cạnh tranh và ổn định ngân hàng (Berger và cộng sự, 2009; Ariss, 2010; Jimenez cùng cộng sự, 2013; Amidu và cộng sự, 2013; Fu và cộng sự, 2014; Sami Mensi và Widede Labidi, 2015), cụ thể: 𝐿𝑒𝑟𝑛𝑒𝑟𝑖𝑡 = 𝑃𝑟𝑖𝑐𝑒𝑖𝑡− 𝑀𝐶𝑖𝑡 𝑃𝑟𝑖𝑐𝑒𝑖𝑡 Theo đó, Priceit là trị giá của tổng tài sản ngân hàng i vào thời điểm t, được tính bằng tỷ lệ Tổng thu nhập lãi và phi lãi chia cho Tổng tài sản (Fu và cộng sự, 2014; Fiordelisi, F. và Mare, D.S., 2014). MCit là chi phí cận biên tính trên một đơn vị sản lượng đầu ra, đây là đại lượng không quan sát trực tiếp được nên ước lượng bằng công thức sau (Fu và cộng sự, 2014; Kasman, A. và Carvallo, O., 2014; Fiordelisi, F. và Mare, D.S., 2014; Amidu và cộng sự, 2013): 𝑀𝐶𝑖𝑡 = 𝐶𝑜𝑠𝑡𝑖𝑡 𝑄𝑖𝑡 [β1 + β2 ln Qit + ∑ 𝛷3𝑘=1 k ln Wk,it + υ trendit] (4) Qit đại diện cho sản lượng đầu ra của ngân hàng và được đo lường giống như tổng tài sản. W1 là chi phí huy động vốn, bằng chi phí lãi chia cho tổng tiền gửi. W2 là chi phí lao động, bằng chi phí lao động chia cho tổng tài sản. W3 là chi phí vốn, bằng chi phí hoạt động khác chia cho tổng tài sản. Trend là biến phản ánh sự thay đổi công nghệ. Riêng Costit là tổng chi phí ngân hàng i vào thời điểm t, bao gồm chi phí tài chính và chi phí hoạt động, đại lượng này được tính toán bằng hàm chi phí như sau: 𝑙𝑛𝐶𝑜𝑠𝑡𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑙𝑛𝑄𝑖𝑡 + 1 2 𝛽2(𝑙𝑛𝑄𝑖𝑡) 2 + ∑ ϒ𝑘𝑡𝑙𝑛𝑤𝑘 𝑖𝑡 3 𝑘=1 + ∑ Φ𝑘𝑙𝑛𝑄𝑖𝑡 3 𝑘=1 𝑙𝑛𝑤𝑘 𝑖𝑡 + ∑ ∑ 𝛿𝑖𝑗 3 𝑗=1 3 𝑘=1 𝑙𝑛𝑤𝑘 𝑖𝑡𝑙𝑛𝑤𝑗 𝑖𝑡 + ∑ 𝛿𝑖 2 3 𝑖=1 (𝑙𝑛𝑤𝑗 𝑖𝑡) 2 + 1 2 ∑ 𝜂𝑘𝑡𝑟𝑒𝑛𝑑 𝑘 2 𝑘=1 + ∑ 𝜍𝑖 3 𝑖=1 𝑙𝑛𝑤𝑗 𝑖𝑡𝑡𝑟𝑒𝑛𝑑 + 1 2 𝜐𝑙𝑛𝑄𝑗 𝑖𝑡𝑡𝑟𝑒𝑛𝑑 + 𝜀𝑗 Để ước lượng hàm Tổng chi phí lnCost, đầu tiên sẽ ước lượng các tham số của hàm chi phí. Tác giả sử dụng hồi quy với mô hình FEM và REM để tìm ra các tham số này, sau đó tiến hành kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp. Sau khi ước lượng hàm Tổng chi phí, chi phí biên được tính toán bằng cách lấy đạo hàm bậc nhất của hàm Tổng chi phí. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 7 Bảng 3: Kết quả ước lượng các hệ số hồi quy của hàm tổng chi phí theo FEM và REM Tên biến Tác động cố định (b) FEM Tác động ngẫu nhiên (B) REM Sự khác biệt (b-B) sqrt(diag(V_b- V_B)) S.E. lnQ 1,613834 1,505572 0,1082625 0,.1001707 halflnQ^2 -0,037477 -0,0298563 -0,0076207 0,007803 lnw1 -0,5537117 -0,5228358 -0,030876 0,1384921 lnw2 0,6530018 0,5909949 0,0620069 0,0658556 lnw3 0,7508025 0,7157057 0,0350968 0,0895223 lnQlnw1 0,0068712 -0,0021583 0,0090295 0,0064678 lnQlnw2 -0,0019522 -0,001004 -0,0009482 0,0066387 lnQlnw3 -0,0107005 -0,0010508 -0,0096497 0,0043443 halflnw1^2 -0,2840523 -0,2768422 -0,0072101 0,0089338 halflnw2^2 0,1494762 0,1388251 0,010651 0,0168072 halflnw3^2 0,1817886 0,1850501 -0,0032616 0,0080061 lnw1lnw2 -0,0043905 -0,0330434 0,0286529 0,0161974 lnw1lnw3 -0,0757278 -0,073991 -0,0017368 0,0083264 lnw2lnw3 -0,0510896 -0,0300003 -0,0210893 0,0118144 trend -0,2240921 -0,1856539 -0,0384383 0,030866 halftrend^2 -0,0011608 -0,000531 -0,0006298 0,0007535 lnw1trend -0,008259 -0,0050392 -0,0032197 0,0024 lnw2trend 0,0041775 0,0014661 0,0027114 0,0025169 lnw3trend -0,011061 -0,0133649 0,0023039 0,0011504 halflnQtrend 0,0194658 0,0134956 0,0059702 0,0042662 Kiểm định H0: Không có sự khác biệt chi2(18) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4,45 ; Prob>chi2 = 0,9995 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận: Bảng 4: Bảng tổng hợp kết quả nhân tử phóng đại phương sai VIF Tên biến ROA ROE Z-Score Lerner 1,06 1,06 1,06 Size 1,63 1,68 1,63 Loans 1,06 1,07 1,07 Deposits 1,52 1,52 1,52 GDP 1,15 1,15 1,15 INF 1,19 1,14 1,13 ROAt-1 1,08 ROEt-