1392 tác động của đa dạng hoá thu nhập lên hiệu quả hoạt động của các NHTM việt nam

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO HỌC VIỆN NGÂN HÀNG HUỲNH THỊ THU HỒI TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HỐ THU NHẬP LÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Hà Nội - 2021 II ⅛ NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO HỌC VIỆN NGÂN HÀNG HUỲNH THỊ THU HỒI TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HỐ THU NHẬP LÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mãsố: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: TS NGUYỄN XUÂN QUANG Ì1 Hà Nội - 2021 ' íf LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn thạc sĩ với chủ đề “Tác động đa dạng hoá thu nhập lên hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập riêng theo hướng dẫn TS Nguyễn Xuân Quang Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng chưa công bố cơng trình khác Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội dung tính trung thực luận văn Tuy Hoà, ngày 16 tháng 10 năm 2021 Huỳnh Thị Thu Hoài MỤC LỤC MỞ ĐẦU 1 Tính cấp thiết đề tài .1 Tổng quan nghiên cứu .3 2.1 Các nghiên cứu giới 2.2 Các nghiên cứu Việt Nam 2.3 Nhận xét chung Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu .9 Phương pháp nghiên cứu Kết cấu luận văn 10 CHƯƠNG 1: MỘT SỐ VẤN ĐỀ LÝ THUYẾT VỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG VÀ ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 11 1.1 Khái niệm thước đo hiệu hoạt động ngân hàng thương mại 11 1.1.1 Khái niệm hiệu hoạt động ngân hàng thương mại 11 1.1.2 Các thước đo hiệu hoạt động 13 1.1.3 Các yếu tố ảnh hưởng hiệu hoạt động ngân hàng thương mại 15 1.1.3.1 Các yếu tố đặc thù ngân hàng .15 1.1.3.2 Các yếu tố kinh tế vĩ mô .18 1.2 Đa dạng hóa thu nhập quan hệ với hiệu hoạt động ngân hàng thương mại .19 1.2.1 Khái niệm thước đo đa dạng hóa thu nhập ngân hàng 19 1.2.1.2 Các thước đo đa dạng hóa thu nhập 20 1.2.2 Động đa dạng hóa thu nhập ngân hàng thương mại 22 KẾT LUẬN CHƯƠNG 27 CHƯƠNG 2: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 2.1 Mơ hình nghiên cứu 28 2.2 Cách xác định biến số .29 2.2.1 Biến phụ thuộc 29 2.2.2 Biến độc lập 30 2.2.3 Biến kiểm soát 32 2.2.3.1 Quy mô ngân hàng 32 2.2.3.2 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu 33 2.2.3.3 Rủi ro khoản 33 2.2.3.4 Rủi ro tín dụng 34 2.2.3.5 Tăng trưởng kinh tế 35 2.2.3.6 Lạm phát 36 2.3 Phương pháp nghiên cứu 37 2.3.1 Phươ ng pháp hồi quy liệu bảng .37 3.1.1 Thực trạngDANH đa dạng MỤC hóa thuTỪ nhập 44 VIẾT TẮT 3.1.2 Thực trạng hiệu hoạt động 51 3.2 Phân tích tác động đa dạng hóa thu nhập lên hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam 53 3.2.1 Thống kê mô tả liệu .53 3.2.2 Phân tích tương quan 56 3.2.3 Phân tích hồi quy liệu bảng thông thường .59 3.2.4 Phân tích mơ hình GMM hệ thống .59 KẾT LUẬN CHƯƠNG 65 CHƯƠNG 4: GIẢI PHÁP CẢI THIỆN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 66 4.1 Kết luận 66 4.2 Giải pháp nhằm cải thiện hiệu hoạt động ngân hàng 67 4.2.1 Đẩy mạnh đa dạng hóa thu nhập 67 4.2.2 Gia tăng quy mô vốn chủ sở hữu 69 4.2.3 .Quản lý rủi ro khoản 70 4.2.4 Quản lý rủi ro tín dụng 71 4.2.5 Dự báo điều kiện kinh tế vĩ mô 71 CHỮ VIẾT TẮT TỪ ĐẦY ĐỦ NGHĨA TIẾNG VIỆT CPI Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng DGMM Difference Generalized Method of Moments Hồi quy moment tổng quát hoá sai phân Quy mô vốn chủ sở hữu đo tỷ lệ vốn chủ sở hữu so với tổng tài sản ETA FE Fixed effects model Hồi quy hiệu ứng cố định GDP Gross Domestic Product Tốc độ tăng trưởng kinh tế hàng năm, đo tốc độ tăng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) hàng năm GMM Generalized Method of Moments Hồi quy moment tổng qt hố LLP Rủi ro tín dụng ngân hàng, đo tỷ lệ dự phòng cho vay khách hàng tổng tài sản Phương pháp bình phương nhỏ OLS Ordinary Least Squares RE Random effects model Hồi quy hiệu ứng ngẫu nhiên ROA Return on Assets Tỷ suất sinh lời tài sản ROE Return On Equity Lợi nhuận vốn tổng sở hữu SGMM SystemGeneralized Method of Moments Hồi quy moment tổng quát hố hệt hống SIZE Quy mơ ngân hàng đo logarit tổng tài sản ngân hàng Tên bảng Trang Bảng 2.1: Định nghĩa biến nghiên cứu 40 Bảng 3.1: Tỷ trọng thu nhập lãi theo loại hình kinh doanh 49 Bảng 3.2: Thơng kê mô tả biến nghiên cứu 54 Bảng 3.3: Ma trận tương quan 57 Bảng 3.4: Kết hồi quy phương pháp OLS gộp, hiệu ứng cô định ngẫu nhiên 58 Bảng 3.6: Kết hồi quy GMM hệ thông 61 DANH MỤC BẢNG BIỂU Tên sơ đồ Trang Sơ đồ 2.1: Khung khái niệm nghiên cứu 29 Sơ đồ 3.1: Xu hướng thu nhập trung bình ngân hàng thương mại Việt Nam 46 Sơ đồ 3.2: Xu hướng tỷ trọng thu nhập lãi trung bình ngân hàng thương mại Việt Nam 48 DANH MỤC SƠ ĐÒ Sơ đồ 3.3: Xu hướng sơ HHI trung bình ngân hàng thương mại Việt Nam 50 Sơ đồ 3.4: Xu hướng sô ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 50 Sơ đồ 3.5: Xu hướng sô ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 52 87 87.Sharma, S., Anand, A (2018),“Income diversification and bank performance: evidence from BRICS nations”, International Journal of Productivity and Performance Management, 67(9), pp 16251639 88.Stein, J C (1997), “Internal capital markets and the competition for corporate resources”, The Journal of Finance, 52(1), pp 111-133 89.Stein, J C., (2002), Information Production and Capital Allocation: Decentralized Versus Hierarchical Firms, Journal of Finance, LVII (5), pp 1367-1400 90.Stulz, R (1990), “Managerial discretion and optimal financing policies”,Journal of Financial Economics, 26(1), pp 3-27 91.Tram Thi Xuan Huong, Tran Thi Thanh Nga, Tran Thi Kim Oanh (2021), “Liquidity risk and bank performance in Southeast Asian countries: a dynamic panel approach”, Quantitative Finance and Economics, 5(1), pp 111-133 92.Vallascas, F & Keasey, K., (2012),“Bank Resilience to Systemic Shocks and the Stability of Banking Systems: Small IsBeautiful”,Journal of International Money and Finance [online], 31 (6), pp 1745-1776 93.Vidyarthi, H (2019), “Dynamics of intellectual capitals and bank efficiency in India”, The Service Industries Journal, 39(1), pp 1-24 94.Williamson, O E (1975),Markets and hierarchies, New York Free Press, US 95.Wintoki, M B., Linck, J S., Netter, J M (2012), “Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance”, Journal of financial economics, 105(3), pp 581-606 89 88 96.Wu, J., Chen, Chen,01: M.,THỐNG Jeon, B.N.KÊ (2020), PHỤL.,LỤC MÔ“Diversification, TẢ efficiency and risk of banks: Evidence from emerging economies”, Emerging Markets Review, 45, 100720 97.Zainuddin, P., Wancik, Z., Rahman, S A., Hartati, S., dan Rahman, F A (2017),“The determinant of Financial Performance on Indonesian Banks Through Return on Assets”, International Journal of Applied Business and Economic Research, 15 (20), pp 243-251 e E P Variabl RO A RO E HH I SIZ ET A FGA LL P GD P CP I Obs Mean 264 264 264 264 264 0082003 0935225 3016209 8.08008 0929259 264 264 264 264 -.0816128 0138185 0600162 058212 Std Dev 0064404 0644495 114576 5329781 0415532 1585964 008552 0113311 0481798 Min 0000135 0002843 011341 6.91515 0406177 -.38567 43 0000145 0290584 006312 Max 0475235 2682345 4999103 9.1953 81 2564247 1.7439 59 1174143 0707579 1867773 A RO A 0.78 15 HH I 00 37 SIZ E 99 05 ET A 77 95 FGA P I R HHI E SIZ FGAP ETA LLP 90 1.00 RO P OE 00 E P RO 00 12 LL GD CP 06 0.00 1.000 PHỤ LỤC MA TRẬN TƯƠNG QUAN VÀ PHÂN TÍCH 0.13 0.214 02: 1.00 0.02 0.06 0.32 0.35 0.00 0.21 0.00 0.1114 0.07 09 0.0645 0.29 66 0.29 31 0.00 00 8 0.000 0.473 0.000 0.1838 0.002 0.143 0.020 0.0827 0.180 0.0302 0.625 0.193 0.001 00 HỆ SỐ PHÓNG ĐẠI PHƯƠNG SAI 0.33 05 0.00 00 0.1163 0.05 91 0.1214 0.04 88 0.06 45 0.29 68 0.0739 0.23 15 0.1260 0.04 08 GDP GDP 1.0000 CPI -0.0318 0.6065 Variable SIZE ETA ROE CPI HHI LLP FGAP GDP Mean VIF VIF 2.93 2.09 61 1.30 1.19 1.14 1.13 1.02 1.55 1.000 0.6852 0.000 0.0378 0.541 0.119 0.053 0.0497 0.421 0.2182 0.000 1.000 0.136 0.026 0.1015 0.100 0.0408 0.509 0.234 0.000 1.000 0.1853 0.002 0.0006 0.992 0.193 0.001 1.00 00 0.069 0.26 27 0.11 15 0.07 05 CPI 1.0000 1/VIF 0.340798 0.478941 0.619230 0.769034 0.839122 87 9292 0.884307 0.979723 df MS Number of = 264 obs F(7, 256) = 24.11 0.00 Prob > F = 256 000619199 R-squared = 000.39 000025681 Adj R= 730.38 squared 263 Root MSE = 09 C Std t P [9 Int R oef >| 5% erv OA Err t| Conf al] H - HI 00408 0029 00175 009 S IZE 00697 0008 00525 008 E TA 0107 00 08374 125 F 10486 (1).7 -.0 Biến phụ01183 thuộc 007 ROA: GAP 4- 10 L 00293 - 0020 -.1 -.0 LP 2.- 00 75318 G 10019 -.0 0381 Hồi -.0 quy OLS gộp 250 DP 0278 90 56771 052 C 01912 PI 2- 00 02245 049 c 03610 -.0 0069 -.0 -.0 ons 59511 0079 Source .0 75077 439 SS 91 PHỤ LỤC 03: PHÂN TÍCH HỊI QUY VÀ CHẨN ĐỐN THỐNG KÊ Model Residual Total 004334392 010908769 92 Fixed-effects (within) regression Group variable: CODE1 Number of obs Number groups of Hồi quy FE: R-sq: = = Obs per group within = 0.4702 between = 0.1411 overall = 0.2558 = avg = max = F(7,233 ) corr(u_i, Xb) RO A HH I SIZ E ET A FGA P LL P GD P CP I s sigma_ u sigma_ e rh = -0.5898 Coef 0107595 0136167 1100744 00481 -.017139 0256616 0504388 -.119144 00502877 00411483 Std Err 264 = t 3.5 Prob P>| t| 0.00 0.00 0.00 0.01 0.62 0.27 0.00 0.00 0030249 0019159 0114566 0019801 034922 0232834 006778 0165772 (fracti on of variance due 7.1 9.6 2.4 0.491.1 7.4 7.19 > [95% Conf 0047999 009842 0875027 0009088 -.085942 -.020211 0370847 -.151805 to u_i) 11.0 1 29.54 0.0000 Interva l] 0167191 0173914 1326461 0087112 0516642 0715345 0637928 -.08648 44 Random-effects GLS regression Group variable: CODE1 Numb of obs erNumb of groups er 93 Obs per group: R-sq: n l within betwee overal corr(u_i, X) RO A HH I E A P P P I s u e o SIZ ET FGA LL GD CP sigma_ sigma_ rh = 0.4479 = 0.2626 = 0.3697 = avg = max = Wald chi2(7) = (assumed) Prob Hồi quy RE: Coef .0095088 0082273 1030196 0050606 -.0502684 0077801 0388455 -.0723389 00253177 00411483 27461004 chi2 264 24 11 11.0 11 189.19 0.0000 > Std Err 0029694 00122 0109865 0019735 0349941 0236973 0061981 0107518 (fracti on z 3.2 6.7 9.3 2.5 1.440.3 6.2 6.73 P>| z| 0.00 0.00 0.00 0.01 0.15 0.74 0.00 0.00 of variance due = [95% Conf 0036889 0058362 0814864 0011927 -.118855 -.038665 0266974 -.09341 Interva l] 0153287 0106184 1245528 0089286 0183188 054226 0509935 -.05126 57 to u_i) F test that all u_i=0: F(23, 233) = 6.75 Prob > F = 0.0000 (b) fe HH I E A P P P I SIZ ET FGA LL GD CP (B) re 0107595 0136167 1100744 00481 Kiểm -.0171391 0095088 0012507 0082273 0053894 1030196 0070548 0050606 -.0002506 định Hausman: 0331293 -.0502684 0256616 0504388 0077801 0178815 0388455 0115933 Coefficients b B Test: (b-B) Difference = inconsistent : difference in = under Ho and consistent Ha; under Ha, efficient under Ho; coefficien not ts systematic sqrt(diag(V_bV_B)) 94 S.E .0005767 0014773 0032479 0001618 0027432 obtained from xtreg obtained from xtreg df MS Number of = 264 obs F(7, 256) = 22.49 0.00 Prob > F = 256 059423791 R-squared = 000.38 002642452 Adj R= 080.36 squared 263 Root MSE = 38 0514 Std t P [9 Int R C >| phụ 5% thuộcerv OE oef (2) Biến ROE: Err t| Conf al] H -.0 HI 04206 0300 Hồi quy OLS 17183 gộp:101 S IZE 08050 0088 0 06306 097 E TA 1087 00 068 F 28315 -.0SS 497 Source GAP 0211 1- 20 17378 066 L 02436 -.5 LP 3869 270 G 1.289 00 2.051 -.4 Model DP 2825 70 415966539 76610 636 C 07985 Residual PI 9- 00 28025 557 c 41871 -.6 0703 -.7 -.4 ons 05362 0801 63252 474 Total.0 1.09243433 95 chi2(7) = (b-B) '[ (V_b-V_B) ^ (-1) ] (b-B) = 25.64 Prob>chi2 = 0.0006 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định phương sai thay đổi cho mô hình FE: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (24) = Prob>chi2 = 1280.19 0.0000 Kiểm định tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 23) = 132.958 Prob > F = 0.0000 96 Fixed-effects (within) regression Group variable: CODE1 Number of obs Number groups of Hồi quy FE: R-sq: = = Obs per group within = 0.3096 between = 0.4638 overall = 0.3503 = avg = max = F(7,233 ) corr(u_i, Xb) RO E HH I SIZ E ET A FGA P LL P GD P CP I s sigma_ u sigma_ e rh = -0.5954 Coef 0975534 1217642 2149695 044749 -.461757 2647074 5207379 -.975909 04350395 04146922 Std Err 264 = t 3.2 Prob P>| t| 0.00 0.00 0.06 0.02 0.19 0.26 0.00 0.00 0304846 0193086 1154591 0199556 3519439 2346498 068309 1670649 (fracti on of variance due 6.3 1.8 2.2 1.311.1 7.6 5.84 > [95% Conf 0374928 0837225 -.012507 0054326 1.155156 -.197599 3861557 1.30506 to u_i) 11.0 1 14.93 0.0000 Interva l] 1576141 1598059 4424467 0840654 2316419 7270139 6553201 -.64675 87 R-sq: Obs per group: within = 0.2999 between = 0.4729 overall = 0.3666 corr(u_i, RO E HH E A P P P I s SIZ ET FGA LL GD CP sigma_ u sigma_ e = (assumed) Wald Prob Hồi quy RE: X) I 97 Random-effects GLS regression Coef Std z Err.CODE1 Group variable: 0891393 0867871 192325 045475 -.724195 1489721 4422369 -.6734484 0284332 04146922 31977884 029634 0126622 1098659 0196393 3478188 2348254 061871 1113709 (fracti on 3.0 6.8 1.7 2.3 2.080.6 7.1 6.05 P>| z| 0.00 0.00 0.08 0.02 0.03 0.52 0.00 0.00 of variance due = avg = max = 11 11.0 11 chi2(7) = > chi2 [95% NumberInterva of obs = Conf l] Number of groups = 0310578 1472208 0619698 1116045 -.023008 4076583 0069827 0839672 -.04248 1.405907 27 -.311277 6092213 320972 5635017 -.891731 -.45516 55 264 24 to u_i) F test that all u_i=0: F(23, 233) = 6.97 Prob > F = 0.0000 (b) fe HH I E A P P P I SIZ ET FGA LL GD CP (B) re 0975534 1217642 2149695 044749 Kiểm -.4617572 (b-B) Difference 0891393 0867871 192325 045475 định-.724195 Hausman: 2647074 5207379 0084141 0349771 0226445 -.000726 2624378 1489721 1157353 4422369 078501 Coefficients = under Ho and consistent Ha; under Ha, efficient under B = inconsistent Var Ho; = sqrt(Var) sd RO 0041537 0644495 E e 0017197 0414692 u 0008084 0284332 b Estimated results Test: sqrt(diag(V_bV_B)) S.E 98 0071509 0145771 0355003 0035388 0537275 02895 obtained from xtreg obtained from xtreg Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = Test: Ho: 116.23 0.0000 difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B) '[ (V_b-V_B) ^ (-1) ] (b-B) = 4.46 Prob>chi2 = 0.7253 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định phương sai thay đổi: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[CODE1,t] = Xb + u[CODE1] + e[CODE1,t] Group variabl Time variable F( 23) 7, > F Pr A : CODE1 : YEAR ruments = 21 = 47.86 = 0.000 RO HH I Coef Number Number Obs per Std Err t P>| t| of obs of groups 99 264 = = group: = avg = [95% Conf 1 11.00 Interva l] PHỤ LỤC 04: HÒI QUY GMM HỆ THỐNG 3.0 0.00 0072655 0225595 0073932 (1) Biến phụ thuộc ROA: 3.8 0.00 0037117 007981 0020638 2.2 1two-step 0305007 estimation, 0.03 0039015 Dynamic panel-data system GMM 0669971 5.7 0.00 0040932 0150685 0235359 0.00 -.3309 104722 -.547624 -.007488 3.16 0.41 0090917 -.0262962 0.82 7.7 0.00 0041217 0234473 0319737 0.00 -.064786 0162966 -.0984985 3.98 for first differences equation 0378536 0122502 1300927 0320034 -.1143 56 011319 0405001 -.03107 44 SIZ E ET A FGA P LL P GD P CP I s Instruments Standard D.(GDP CPI) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1∕10).(L2.HHI L3.HHI L3.LLP) collapsed Instruments for levels equation Standard GDP CPI cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L2.HHI L3.HHI L3.LLP) collapsed Hansen test Differenc e (GDP CPI) Warning: Unconnected two-step standard errors are unreliable excludi Pro > chi2 0.5 group: chi2(10) = ng b > chi2 = 08 (null H exogenou Pro 0.0 chi2(3) = 267 = s): 76 b = 51 Hansen test Differenc e excludi ng (null H = group: exogenou s): Arellano-Bond Arellano-Bond chi2(11) chi2(2) = = 988 04 Pro b Pro b > chi2 > = chi2 = 0.6 24 0.0 18 test for AR(1) in first differences: z = -1.66 test for AR(2) in first differences: z = -0.92 Pr Pr > z = 0.098 > z = 0.360 Sargan test of overid restrictions: chi2(13) = 5.60 Prob > chi2 = (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(13) = 17.02 Prob > chi2 = (Robust, but weakened by many instruments.) Kiểm định tự tương quan: Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 23) = 86.307 Prob > F = 0.0000 0.960 0.198 Gr variable: CODE1 Numb o obs ou erNumb f Ti variab : YEAR o = groups me le er f100 = Number of instruments = Obs group: per F( avg= 23) = 83.61 7, = Pr > F = 0.000 max ob = Coef Std t P>| RO [95% Err t| E Conf (2) Biến phụ thuộc: ROE: HH 0845244 3.5 0.00 1229663 I 2978184 2 SIZ 0229947 2.9 0.00 0190656 Dynamic panel-data estimation, system GMM E 1.2 8two-step ET 0666337 2742781 0.22 - 2270514 A FGA 3403362 3.9 0.00 0620467 1147813 P 2431346 21 0.00 LL 9611515 -7.62171 P 5.86 GD 5.633417 0.0 0.95 0930262 - 1867369 P 5.2 0.00 CP 0057026 0596503 1915881 I 3149842 80 0.00 -.491761 1732431 - 8501419 s 2.84 Instruments for first differences equation Standard D.(GDP CPI) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless L(1∕10).(L2.HHI L3.HHI L3.LLP) collapsed Instruments for levels equation Standard GDP CPI cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless D.(L2.HHI L3.HHI L3.LLP) collapsed Hansen test Differen ce iv(GDP CPI) Hansen test Differen ce Warning: Unconnected two-step standard errors excludi chi (10 group: = 6.54 Pro > ng ) b > (null H exogenou chi (3) = 3.28 Pro = s): b excludi ng (null H = group: exogenou s): chi chi (11 ) (2) = = 6.84 2.98 Pro b Pro b 264 24 11 11.00 11 Interva l] 4726705 1142018 9077238 -3714879 3.64512 1981421 4383803 -.13338 06 collapsed) collapsed) are unreliable chi2 0.76 = chi2 0.35 = > chi2 = > chi2 = 0.81 0.22 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.77 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.19 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(13) = 3.53 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(13) = 9.82 weakened by many instruments.) Pr Pr > z = 0.076 > z = 0.235 Prob > chi2 = 0.995 Prob > chi2 = 0.709 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels STT Viết tắt Tên ngân hàng 101 1 ABB NHTMCP An Bình ACB NHTMCP Á Châu AGR Ngân hàng Nông Nghiệp Phát Triên Nông THƯƠNG Thôn Việt Nam 1 BIDV NHTMCP Đầu Tư Phát Triên Việt Nam BVB NHTMCP Bảo Việt ~6 CTG NHTMCP Công Thương Việt Nam 1 HB NHTMCP Xuất Nhập Khấu HDB NHTMCP Phát triển TP HCM KLB NHTMCP Kiên Long lõ LPB NHTMCP Bưu Điện Liên Việt lĩ MBB NHTMCP Quân Đội 12 13 MSB NHTMCP Hàng Hải NAB NHTMCP Nam Á 14 NCB NHTMCP Quốc Dân 15 16 OCB NHTMCP Phương Đông PGB NHTMCP Xăng Dầu 17 SCB NHTMCP Sài Gòn 18 19 SEAB NHTMCP Đơng Nam Á SGB NHTMCP Sài Gịn Cơng Thương lõ SHB NHTMCP Sài Gòn- Hà Nội lĩ STB NHTMCP Sài Gịn Thương Tín PHỤ LỤC 05: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG MẠI TRONG MẪU NGHIÊN CỨU 22 TCB NHTMCP Kỹ Thương Việt Nam ^23 TPB NHTMCP Tiên Phong ^24 VAB NHTMCP Việt Á ~25 VCA NHTMCP Bản Việt ~26 VCB NHTMCP Ngoại Thương Việt Nam 3ỹ VIB NHTMCP Quốc Tế ~28 VPB NHTMCP Việt Nam Thịnh Vượng 102 ... tích tác động đa dạng hóa thu nhập lên hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam - Mục tiêu cụ thể: (1) Đánh giá thực trạng đa dạng hóa thu nhập hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam. .. tài: ? ?Tác động đa dạng hóa thu nhập lên hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam? ?? Tổng quan nghiên cứu 2.1 Các nghiên cứu giới Sanya Wolfe (2011) khám phá tác động đa dạng hóa thu nhập hiệu. ..NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO HỌC VIỆN NGÂN HÀNG HUỲNH THỊ THU HOÀI TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HOÁ THU NHẬP LÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC