¢nh h°ßng cça kh£ nng thanh kho£n ¿n hiÇu qu£ tài chính cça Ngân hàng th°¡ng m¡i t¡i ViÇt Nam, 2021 ashx NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TP HỒ CHÍ MINH ( TP Hồ Chí Minh, tháng 7 năm 2021 ) NGUYỄN XUÂN LỢI Chuyên ngành Tài chính – Ngân hàng ẢNH HƯỞNG CỦA KHẢ NĂNG THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Mã số HVTH Nguyễn Xuân Lợi MSHV 030805170391 GVHD TS Dư Thị Lan Quỳnh NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀ.
NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN XUÂN LỢI Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng ẢNH HƯỞNG CỦA KHẢ NĂNG THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Mã số: HVTH: Nguyễn Xuân Lợi MSHV: 030805170391 GVHD: TS Dư Thị Lan Quỳnh NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2021 NGUYỄN XUÂN LỢI Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng ẢNH HƯỞNG CỦA KHẢ NĂNG THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Mã số: HVTH: Nguyễn Xuân Lợi MSHV: 030805170391 GVHD: TS Dư Thị Lan Quỳnh TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2021 NHẬN XÉT CỦA NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHÓA LUẬN TP.Hồ Chí Minh, Ngày……tháng……năm…… Người Hướng Dẫn Khóa Luận TS Dư Thị Lan Quỳnh i TĨM TẮT KHĨA LUẬN Khóa luận nghiên cứu tác động khả khoản đến hiệu tài ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam với hai số đại diện cho hiệu tài tỷ suất sinh lời tổng tài sản tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu Các biến đại diện cho khoản bao gồm quy mô tài sản, tỷ lệ cho vay tiền gửi, tỷ lệ tiền gửi tài sản, tỷ lệ tiền mặt khoản tương đương tiền tổng tiền gửi, tỷ lệ tài sản lưu động, tỷ lệ toán hành, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu năm so với năm trước Mục tiêu nghiên cứu khóa luận đem góc nhìn toàn diện khoản tác động đến hiệu tài ngân hàng giúp nhà quản trị ngân hàng quan quản lý có sách phù hợp để đảm bảo khoản ngân hàng mức an toàn đồng thời đạt hiệu hoạt động lợi nhuận mong muốn Khóa luận sử dụng nghiên cứu định lượng với cấu trúc liệu bảng thu thập từ báo cáo tài đăng tải vietstock 29 ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam giai đoạn từ 2011 đến năm 2020, đồng thời sử dụng mơ hình Generalized Least Squares (GLS/FGLS) để ước lượng hồi quy Kết hồi quy cho thấy, quy mô tài sản khoản có mối quan hệ chiều đến hiệu tài ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng Việc gia tăng quy mô ngân tài sản khoản giúp ngân hàng cải thiện lợi nhuận, thu hút lượng lớn khách hàng biết đến xây dựng lòng tin dễ dàng Tuy nhiên đến mức đó, việc tăng quy mơ tài sản khoản làm giảm lợi nhuận hay hiệu tài ngân hàng Bên cạnh đó, tỷ lệ cho vay tiền gửi, tỷ lệ tiền gửi tài sản tỷ lệ tài sản lưu động có mối quan hệ ngược chiều đến hiệu tài Kết nghiên cứu khóa luận góp phần giúp nhà quản trị ngân hàng quan quản lý có nhìn tổng qt tác động khả khoản đến hiệu tài ngân hàng, từ đưa giải pháp, sách phù hợp với thực tiễn để góp phần bảo vệ nâng cấp hệ thống ngân hàng hoạt động an toàn, bền vững hiệu LỜI CAM ĐOAN Em xin cam đoan đề tài “Ảnh hưởng khả khoản đến hiệu tài ngân hàng thương mại việt nam’’ viết cá nhân em Em xin hoàn toàn chịu trách nhiệm tính trung thực nội dung khác đề tài TP Hồ Chí Minh, ngày … tháng … năm … Sinh viên thực (Ký, ghi rõ họ tên) NGUYỄN XUÂN LỢI MỤC LỤC TÓM TẮT KHÓA LUẬN ii LỜI CAM ĐOAN iii MỤC LỤC iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG, BIỂU ĐỒ VÀ HÌNH vii Chương 1: TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU .1 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu đề tài .1 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu .2 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Đóng góp đề tài .3 1.8 Kết cấu đề tài nghiên cứu Chương 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM CỦA CÁC NHTMCP 2.1 Cơ sở lý luận khả khoản NHTMCP 2.1.1 Khái niệm khoản 2.1.2 Vai trị việc trì khả khoản NHTMCP .6 2.1.3 Cách đo lường khả khoản ngân hàng thương mại cổ phần .7 2.2 Cơ sở lý luận hiệu tài ngân hàng thương mại cổ phần .9 2.2.1 Khái niệm hiệu tài 2.2.2 Các tiêu đánh giá hiệu tài ngân hàng thương mại 10 2.2.3 Những nhân tố khả khoản ảnh hưởng đến hiệu tài NHTM 11 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm giới tác động khoản đến hiệu tài ngân hàng thương mại .13 2.3.1 Các nghiên cứu giới 13 2.3.2 Nghiên cứu nước tác động khả khoản đến hiệu tài NHTM 15 Chương 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .18 3.1 Quy trình nguyên cứu 18 3.2 Mơ hình nghiên cứu 20 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu yếu tố khoản tác động đến hiệu tài NHTM 20 3.2.2 Các biến đại diện cho khả khoản giả thuyết nghiên cứu 22 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 25 3.4 Phương pháp ước lượng 25 Chương 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 30 4.1 Thống kê mô tả 30 4.2 Phân tích tương quan biến kiểm định đa cộng tuyến .31 4.3 kết hồi quy theo FEM REM 33 4.3.1 Kiểm định Hausman 34 4.3.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi 35 4.4 kết hồi quy theo mô hình FGLS 35 4.5 Thảo luận kết nghiên cứu 37 Chương KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ .40 5.1 Kết luận 40 5.2 Một số khuyến nghị 43 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 44 TÀI LIỆU THAM KHẢO 46 PHỤ LỤC 51 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Nghĩa tiếng Anh Nghĩa tiếng Việt NHTM Ngân hàng thương mại cổ phần Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng nhà nước NHTMCP FEM Fixed Effect Model Mơ hình tác động cố định GLS Generalized Least Squares Mơ hình hồi quy tổng qt Mơ hình tác động ngẫu nhiên FGLS OLS Ordinary Least Square REM Random Effect Model Bình phương nhỏ thơng thường Mơ hình tác động ngẫu nhiên DANH MỤC BẢNG, BIỂU ĐỒ VÀ HÌNH STT Bảng Tên bảng Trang Bảng 3.1 Mơ tả biến mơ hình nghiên cứu yếu tố khả 25 khoản tác động đến hiệu tài NHTMCP Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến nghiên cứu 31 Bảng 4.2 Hệ số tương quan biến mơ hình 32 Bảng 4.3 Kiểm định hệ số phóng đại phương sai VIF 33 Bảng 4.4 Bảng tổng hợp kết hồi quy 34 Bảng 4.5 Kiểm định Hausman 35 Bảng 4.6 Bảng 4.7 Hình Hình 3.1 10 Hình 4.1 11 Hình 4.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua mơ hình 36 REM biến phụ thuộc ROA, ROE Kết ước lượng tác động khoản đến hiệu 37 tài NHTM Tên hình Quy trình nghiên cứu Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua mơ hình REM biến phụ thuộc ROA Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua mơ hình REM biến phụ thuộc ROE 41 Trang 19 39 Chương 1: TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề Thanh khoản yếu tố định đến linh hoạt an toàn ngân hàng hay hệ thống ngân hàng đất nước Năm 2011, kinh tế Việt Nam sau khủng hoảng kinh tế giới bắt đầu hồi phục, bên cạnh việc chịu tác động tiêu cực khó khăn chung kinh tế sách tiền tệ thắt chặt, hoạt động hệ thống ngân hàng xuất ngày rõ nhiều dấu hiệu rủi ro số rủi ro rủi ro khoản xuất phát từ bất cập cấu huy động – cho vay Với nguồn vốn huy động ngắn hạn chiếm tới 70 -80% tổng nguồn huy động, chí có số ngân hàng lên tới 90%, cho vay trung dài hạn thường chiếm từ 30 – 40% tổng dư nợ, vấn đề rủi ro khoản dễ nảy sinh Bên cạnh việc nhiều ngân hàng áp dụng lãi suất huy động mức cao cho tất kỳ hạn cho khách hàng rút tiền linh hoạt nhằm hút vốn đẩy ngân hàng tới tình trạng bị động việc huy động sử dụng vốn Từ nghiên cứu xem xét ảnh hưởng định quản lý khoản lợi nhuận ngân hàng thời điểm 2011 đến 2020 để nghiên cứu tình hình hoạt động tài ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Các điều kiện tài phát sinh khắp giới nước từ năm 2011 trở chứng minh mức độ mà khả khoản đóng vai trò quan trọng hoạt động ngân hàng, ảnh hưởng khơng xác đến hoạt động ngân hàng Tuy nhiên hoạt động ngân hàng tồn ảnh hưởng trực tiếp 1.2 Mục tiêu đề tài 1.2.1 Mục tiêu tổng thể Mục tiêu tổng thể nghiên cứu tác giả phân tích tác động khả khoản đến hiệu tài ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam từ tác giả đưa giải pháp nhằm nâng cao hiệu tài thơng qua việc bảo đảm giúp ngân hàng ổn định khoản từ nâng cao hiệu tài ngân hàng thương mại Việt Nam 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Alshatti, A S (2015) The effect of the liquidity management on profitability in the Jordanian commercial banks International Journal of Business and Management, 10(1), 62 Ameni Ghenimi, Hasna Chaibi, Mohamed Ali Brahim Omri (2017) The effects of liquidity risk and credit risk on bank stability: Evidence from the MENA region Arif, A., & Nauman Anees, A (2012) Liquidity risk and performance of banking system Journal of Financial Regulation and Compliance, 20(2), 182-195 Aspachs et al, (2005) ‘‘Liquidity, Banking Regulation and the Macroeconomy Evidence on bank liquidity holdings from a panel of UK-resident banks”, Unpublished manuscript BIS Bagh, T., Razzaq, S., Azad, T., Liaqat, I., & Khan, M A (2017) The causative impact of liquidity management on profitability of banks in Pakistan: An empirical investigation International Journal of Academic Research in Economics and Management Sciences, 6(3), 153-170 Bansal, R., Singh, A., Kumar, S., & Gupta, R (2018) Evaluating factors of profitability for Indian banking sector: a panel regression Asian Journal of Accounting Research Bateni, L., Vakilifard, H., & Asghari, F (2014) The influential factors on capital adequacy ratio in Iranian Bonfim and Kim (2011), “Liquidity risk in banking: is there herding”, Working paper Bonfim, D., Kim, M (2008), “Liquydity risk in banking: Is there herding?”, International Economic Journal, vol 22, no 3, pp 361-386 Bryant, 1980 “A model of reserves, Bank runs and Deposit insurance” ,Journal of Banking and Finance, No 4, pp 333-344 Budhathoki, P B., Rai, C K., Lamichhane, K P., Bhattarai, G., & Rai, A (2020) The Impact of Liquidity, Leverage, and Total Size on Banks’ Profitability: Evidence from Nepalese Commercial Banks Journal of Economics and business, 3(2) Businge, H (2017) Effect of Liquidity Management on the Performance of Commercial Banks: A Case of Stanbic Bank Uganda Limited (Doctoral dissertation, Makerere University) Chowdhury, M., & Zaman, S (2018) Effect of liquidity risk on performance of Islamic banks in Bangladesh IOSR Journal of Economics and Finance, 9(4), 1-09 Dawood, U (2014) Factors impacting profitability of commercial banks in Pakistan for the period of (2009-2012) International Journal of Scientific and Research Publications, 4(3), 1-7 Delechat, C., Arbelaez, C H., Muthoora, M P S., & Vtyurina, S (2012) The determinants of banks' liquidity buffers in Central America (No 12301).International Monetary Fund Diamond, D W., & Dybvig, P H (1983) “Bank runs, deposit insurance, and liquidity” Journal of political economy, 91(3), 401-419 Drehmann, M., & Nikolaou, K (2013) Funding liquidity risk: definition and measurement Journal of Banking & Finance, 37(7), 2173-2182 Durrah, O., Rahman, A A A., Jamil, S A., & Ghafeer, N A (2016) Exploring the relationship between liquidity ratios and indicators of financial performance: An analytical study on food industrial companies listed in Amman Bursa International Journal of Economics and Financial Issues, 6(2) Eevarajasingam, N (2014) A study on Liquidity and Profitability of Private Banks in Sri Lanka Research Journal of Finance and Accounting 5(21): 165-173 Eljelly, A (2004)“Liquidity-Profitability Tradeoff: An Empirical Investigation in an Emerging Market ”International Journal of Commerce & Management Vol 14, No2, pp 48-61 Garcia-Teruel,P.J and Matinez-Solano,(2007) “Effects of Working Capital Management on SME Protability” ,International Journal of Management Finance,vol.3 No.3 pp164-177 Goddard, J., Molyneux, P., & Wilson, J O (2004) Dynamics of growth and profitability in banking Journal of money, credit and banking, 1069-1090 Ibrahim, S S (2017) The impacts of liquidity on profitability in banking sectors of Iraq: A Case of Iraqi Commercial Banks International Journal of Finance & Banking Studies, 6(1), 113 Kasmir (2016) Analisis Laporan Keuangan, Cetakan ke-9 Jakarta: PT Raja Grafindo Persada Khan, R A., & Ali, M (2016) Impact of liquidity on profitability of commercial banks in Pakistan: An analysis on banking sector in Pakistan Global Journal of Management and Business Research Lopez, J A (2008) What is liquidity risk? FRBSF Economic Letter Ly, K C (2015) Liquidity risk, regulation and bank performance: Evidence from European banks Global Economy and Finance Journal, 8(1), 11-33 Malik, M S., Awais, M., & Khursheed, A (2016) Impact of liquidity on profitability: A comprehensive case of Pakistan’s private banking sector International Journal of Economics and Finance, 8(3), 69-74 Maness, T S., & Zietlow, J T ( 2005) Short-term Financial Management SouthWestern/Thomson Learning, Ohio Manyo, T S., & Ogakwu, V N (2013) Impact of liquidity on return on assets of firms: Evidence from Nigeria International Journal of Management and Information Technology, 6(3), 885-894 Manyo, T S., & Ogakwu, V N (2013) Impact of liquidity on return on assets of firms: Evidence from Nigeria International Journal of Management and Information Technology, 6(3), 885-894 Musembi, D M (2018) Effect Of Liquidity Risk Determinants On Financial Performance Of Commercial Banks Otekunrin, A O., Fagboro, G A., Nwanji, T I., Asamu, F., Ajiboye, B O., & Falaye, A J (2019) Performance of deposit money banks and liquidity management in Nigeria Banks and Bank Systems, 14(3), 152-161 Paul, S C., Bhowmik, P K., & Famanna, M N (2021) Impact of Liquidity on Profitability: A Study on the Commercial Banks in Bangladesh Advances in Management and Applied Economics, 11(1), 73-90 Paul, S C., Bhowmik, P K., & Famanna, M N (2021) Impact of Liquidity on Profitability: A Study on the Commercial Banks in Bangladesh Advances in Management and Applied Economics, 11(1), 73-90 Perron, P., & Rodrıguez, G (2003) GLS detrending, efficient unit root tests and structural change Journal of Econometrics, 115(1), 1-27 Rasul, L.M (2013) ‘Impact of Liquidity on Islamic Banks’ Profitability: Evidence from Bangladesh’ Acta Universitatis Danubius, Vol 9, No 2, pp.23-36 Rengasamy, D (2014) Impact of loan deposit ratio (LDR) on profitability: Panel evidence from commercial banks in Malaysia In International Conference on Global Economics, Finance and Social Sciences Riadi, S (2018, March) The effect of Third Parties Fund, Non Performing Loan, Capital Adequacy Ratio, Loan to Deposit Ratio, Return On Assets, Net Interest Margin and Operating Expenses Operating Income on Lending (Study in Regional Development Banks in Indonesia) In Proceedings Paper presented at International Conference on Industrial Engineering and Operations Management, Bandung Saleem, Q., & Rehman, R U (2011) Impacts of liquidity ratios on profitability Interdisciplinary journal of research in business, 1(7), 95-98 Salim, B F., & Bilal, Z O (2016) The impact of liquidity management on financial performance in Omani banking sector International Journal of Accounting, Business and Economic Research, 14(1), 545-565 Shahchera, M (2012) ‘The Impactof Liquidity Asset on Iranian Bank Profitability’ International Conference on Management, Behavioral Sciences and Economics Issues (ICMBSE'2012), pp.131-135 Penang, Malaysia Shahchera, M (2012) The Impact of Liquidity on Iranian Bank Profitability Journal of Money and Economy, 7(1), 139-160 Sufian, F., & Chong, R R (2008) Determinants of bank profitability in a developing economy: empirical evidence from the Philippines Asian Academy of Management Journal of Accounting & Finance, 4(2) Vesic, T., Gavrilovic, M., & Petronijevic, J (2019) The influence of liquidity and profitability on the banking sector performances–the example of Serbia International Review, 1(2), 75-81 Vodová P., “Determinants of commercial banks’ liquidity in Hungary”, working paper, 2013a Waswa, C W., Mukras, M S., & Oima, D (2018) Effect of liquidity on financial performance of the Sugar Industry in Kenya Weersainghe, V E I W., & Perera, T R (2013) Determinants of profitability of commercial banks in Sri Lanka International Journal of Arts and commerce, 2(10), 141-170 PHỤ LỤC Các ngân hàng mẫu nghiên cứu Số thứ tự Mã ngân hàng Tên ngân hàng ABB Ngân Hàng TMCP An Bình ACB Ngân Hàng TMCP Á Châu BAB Ngân Hàng TMCP Bắc Á BID Ngân Hàng TMCP Đầu Tư Phát Triển Việt Nam BVB Ngân Hàng TMCP Bảo Việt CTG Ngân Hàng TMCP Công Thương Việt Nam DAB Ngân Hàng TMCP Đông Á EIB Ngân Hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam HDB Ngân Hàng TMCP Phát Triển Thành Phố Hồ Chí Minh 10 KLB Ngân Hàng TMCP Kiên Long 11 LPB Ngân Hàng TMCP Bưu Điện Liên Việt 12 MBB Ngân Hàng TMCP Quân Đội 13 MSB Ngân Hàng TMCP Hàng Hải 14 NAB Ngân Hàng TMCP Nam Á 15 OCB Ngân Hàng TMCP Phương Đông 16 PGB Ngân Hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex 17 SCB Ngân Hàng TMCP Sài Gịn 18 SEABANK-SSB Ngân Hàng TMCP Đơng Nam Á 19 SGB Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương 20 SHB Ngân Hàng TMCP Sài Gòn 21 STB Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín 22 TCB Ngân Hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam 23 TPB Ngân Hàng TMCP Tiên Phong VAB/VietABank Ngân Hàng TMCP Việt Á 24 25 VBB Ngân hàng TMCP Việt Nam Thương Tín 26 VCB Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam 27 VIB Ngân Hàng TMCP Quốc Tế Việt Nam 28 VPB Ngân Hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng 29 PVcomBank Ngân hàng TMCP Đại Chúng Việt Nam Nguồn: Tổng hợp tác giả từ liệu đề tài PHỤ LỤC 1: KẾT QUẢ CHẠY DỮ LIỆU TỪ STATA 14 THEO BIẾN PHỤ THUỘC ROA THỐNG KÊ MÔ TẢ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU sum ROA LDR DAR CDR LAR CR Variable Obs Mean ROA LDR DAR 263 263 263 0109257 0809362 763509 CDR LAR 263 263 CR 263 Std Dev Min Max 0370268 0821546 0888153 -.0551175 294048 5567249 5334169 9071652 0127032 5207936 0144371 4428358 0008012 003989 1367755 3.901887 1.093605 0347768 1.027696 1.202783 PHÂN TÍCH TỰ TƯƠNG QUAN corr ROA ROE LDR DAR CDR LAR CR (obs=263) ROA ROE LDR DAR CDR LAR ROA ROE 1.0000 0.9788 1.0000 LDR DAR CDR LAR -0.0554 -0.0652 0.1776 0.0820 -0.0680 -0.0654 0.2371 0.0761 1.0000 -0.5851 -0.1217 -0.1036 1.0000 -0.1398 0.1878 1.0000 0.5578 1.0000 CR 0.1133 0.0386 0.0598 -0.2751 0.1008 0.1288 KIỂM ĐỊNH HỆ SỐ PHÓNG ĐẠI PHƯƠNG SAI vif Variable VIF 1/VIF DAR CDR 2.15 1.80 0.465192 0.554383 LAR LDR CR 1.78 1.74 1.16 0.561631 0.573489 0.863535 Mean VIF 1.73 imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(20) Prob > chi2 Cameron & = = 39.08 0.0065 Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 39.08 7.79 1.03 20 0.0065 0.1681 0.3093 Total 47.90 26 0.0055 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH FEM p CR 1.0000 xtreg ROA LDR DAR CDR LAR CR , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: NAME1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0478 between = 0.1257 overall = 0.0369 corr(u_i, Xb) = = 263 29 = avg = max = 9.1 10 = = 2.30 0.0460 F(5,229) Prob > F = -0.3203 ROA Coef Std Err t LDR DAR CDR LAR CR _cons -.0092071 0354924 63258 -.0031726 2281479 -.2713151 041308 0480839 2934048 0082832 1110213 1444415 sigma_u sigma_e rho 01553993 03608627 15643465 (fraction of variance due to u_i) -0.22 0.74 2.16 -0.38 2.05 -1.88 P>|t| 0.824 0.461 0.032 0.702 0.041 0.062 [95% Conf -.0905995 -.0592511 0544618 -.0194936 009394 -.5559194 F test that all u_i=0: F(28, 229) = 1.23 Interval] 0721852 1302359 1.210698 0131483 4469018 0132892 Prob > F = 0.2084 est sto fem KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH REM xtreg ROA LDR DAR CDR LAR CR, re Random-effects GLS regression Group variable: NAME1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0411 between = 0.1970 overall = 0.0450 = = 263 29 = avg = max = 9.1 10 = = 12.46 0.0290 Wald chi2(5) corr(u_i, X) = (assumed) ROA Coef LDR DAR CDR LAR CR _cons -.0304031 -.0179359 4458669 -.0014029 1042754 -.0917997 Prob > chi2 Std Err .0369092 0383104 2137093 0068522 074607 0970348 z -0.82 -0.47 2.09 -0.20 1.40 -0.95 P>|z| 0.410 0.640 0.037 0.838 0.162 0.344 [95% Conf -.1027439 -.0930229 0270043 -.0148329 -.0419516 -.2819845 Interval] 0419377 0571511 8647295 0120272 2505024 0983851 sigma_u sigma_e rho 00733959 03608627 03972426 (fraction of variance due to u_i) est sto rem KIỂM ĐỊNH HAUSMAN hausman fem rem Coefficients (b) (B) fem rem LDR DAR CDR LAR CR -.0092071 0354924 63258 -.0031726 2281479 -.0304031 -.0179359 4458669 -.0014029 1042754 (b-B) Difference 021196 0534283 1867131 -.0017698 1238724 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0185488 0290582 2010341 0046539 0822164 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.19 Prob>chi2 = 0.5226 KIỂM ĐỊNH PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[NAME1,t] = Xb + u[NAME1] + e[NAME1,t] Estimated results: Var Test: sd = sqrt(Var) ROA e 001371 0013022 0370268 0360863 u 0000539 0073396 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.01 0.4692 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH FGLS xtgls ROA LDR DAR CDR LAR CR, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 29 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 263 29 avg = max = = = 9.068966 10 47.63 0.0000 Wald chi2(5) Prob > chi2 ROA Coef LDR DAR CDR -.0168786 -.0174295 1728845 0065807 0062354 0854909 -2.56 -2.80 2.02 0.010 0.005 0.043 -.0297765 -.0296507 0053255 -.0039806 -.0052082 3404435 LAR CR _cons -.0064782 060743 -.0424657 0020017 0127834 0146824 -3.24 4.75 -2.89 0.001 0.000 0.004 -.0104015 035688 -.0712427 -.0025548 0857979 -.0136887 est sto FGLS Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ CHẠY MƠ HÌNH BẰNG STATA 14 CỦA BIẾN PHỤ THUỘC ROE THỐNG KÊ MÔ TẢ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU sum ROE LDR DAR CDR LAR CR Variable Obs Mean ROE LDR DAR CDR LAR 263 263 263 263 263 1162531 0809362 763509 0127032 5207936 CR 263 1.093605 Std Dev Min Max 3172544 0821546 0888153 0144371 4428358 -.8200214 294048 0008012 003989 4.405574 5334169 9071652 1367755 3.901887 0347768 1.027696 1.202783 PHÂN TÍCH TỰ TƯƠNG QUAN corr ROA ROE LDR DAR CDR LAR CR (obs=263) ROA ROE LDR DAR CDR ROA ROE LDR DAR CDR 1.0000 0.9788 -0.0554 -0.0652 0.1776 1.0000 -0.0680 -0.0654 0.2371 1.0000 -0.5851 -0.1217 1.0000 -0.1398 1.0000 LAR 0.0820 0.0761 -0.1036 0.1878 0.5578 1.0000 CR 0.1133 0.0386 0.0598 -0.2751 0.1008 0.1288 KIỂM ĐỊNH HỆ SỐ PHÓNG ĐẠI PHƯƠNG SAI vif Variable VIF 1/VIF DAR CDR LAR LDR CR 2.15 1.80 1.78 1.74 1.16 0.465192 0.554383 0.561631 0.573489 0.863535 Mean VIF 1.73 LAR CR 1.0000 imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(20) Prob > chi2 = = 41.45 0.0033 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 41.45 7.29 1.06 20 0.0033 0.2001 0.3031 Total 49.80 26 0.0033 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH FEM p xtreg ROE LDR DAR CDR LAR CR, fe Fixed-effects (within) Group variable: NAME1 regression Number of obs Number of groups R-sq: = = 263 29 = avg = max = 9.1 10 = = 2.50 0.0316 Obs per group: within between overall corr(u_i, Xb) = 0.0517 = 0.2697 = 0.0549 F(5,229) Prob > F = -0.1762 ROE Coef Std Err t LDR DAR CDR LAR CR _cons -.0596729 2475142 7.110299 -.0699176 9935985 -1.208412 3508452 408396 2.492003 0703523 9429481 1.226799 sigma_u sigma_e rho 12580005 30649502 14417778 (fraction of variance due to u_i) -0.17 0.61 2.85 -0.99 1.05 -0.99 P>|t| 0.865 0.545 0.005 0.321 0.293 0.326 [95% Conf -.7509704 -.55718 2.200112 -.2085381 -.8643649 -3.625669 F test that all u_i=0: F(28, 229) = 1.19 Interval] 6316245 1.052208 12.02049 0687029 2.851562 1.208845 Prob > F = 0.2376 est sto fem KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH REM xtreg ROE LDR DAR CDR LAR CR, re Random-effects GLS regression Group variable: NAME1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within between overall Wald chi2(5) corr(u_i, X) = 0.0467 = 0.3690 = 0.0648 = (assumed) ROE Coef LDR DAR CDR LAR CR _cons -.2638692 -.1585681 5.880524 -.0469681 1462536 0494573 = = 263 29 = avg = max = 9.1 10 = = 17.95 0.0030 Prob > chi2 Std Err .3123225 3237049 1.807664 0580381 6274871 8159933 z -0.84 -0.49 3.25 -0.81 0.23 0.06 P>|z| 0.398 0.624 0.001 0.418 0.816 0.952 [95% Conf -.8760102 -.793018 2.337568 -.1607208 -1.083599 -1.54986 Interval] 3482717 4758818 9.42348 0667845 1.376106 1.648775 sigma_u sigma_e rho 05758964 30649502 03410149 (fraction of variance due to u_i) est sto rem KIỂM ĐỊNH HAUSMAN hausman fem rem Coefficients (b) (B) fem rem LDR DAR CDR LAR CR -.0596729 2475142 7.110299 -.0699176 9935985 -.2638692 -.1585681 5.880524 -.0469681 1462536 (b-B) Difference 2041963 4060823 1.229775 -.0229495 8473449 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1598343 2490029 1.715352 039762 7038544 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) Prob>chi2 = = = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 4.24 0.5148 KIỂM ĐỊNH PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[NAME1,t] = Xb + u[NAME1] + e[NAME1,t] Estimated results: Var Test: sd = sqrt(Var) ROE e 1006504 0939392 3172544 306495 u 0033166 0575896 Var(u) = = 0.00 Prob > chibar2 = chibar2(01) 0.4780 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH FGLS xtgls ROE LDR DAR CDR LAR CR, panels(h) Cross-sectional Coefficients: Panels: Correlation: Estimated Estimated Estimated time-series regression generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation covariances autocorrelations coefficients ROE Coef LDR DAR CDR LAR CR _cons -.2790641 -.2750828 2.232383 -.06291 -.3533339 7176696 est sto FGLS FGLS = = = 29 Std Err .0670113 0682776 8976413 019503 1265669 1565922 Number of obs Number of grou ps Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 z -4.16 -4.03 2.49 -3.23 -2.79 4.58 P>|z| 0.000 0.000 0.013 0.001 0.005 0.000 = = 263 29 = = = = = 9.068966 10 55.24 0.0000 [95% Conf -.4104038 -.4089045 4730381 -.1011352 -.6014006 4107545 Interval] -.1477244 -.1412611 3.991727 -.0246849 -.1052673 1.024585 ...NGUYỄN XUÂN LỢI Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng ẢNH HƯỞNG CỦA KHẢ NĂNG THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Mã số: HVTH: Nguyễn Xuân Lợi MSHV:... động khoản đến hiệu tài Xác định mức độ tác động khoản đến hiệu tài ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Đưa kiến nghị, giải pháp nhằm giúp ổn định khả khoản từ nâng cao hiệu tài ngân hàng thương. .. đến hiệu tài ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam từ tác giả đưa giải pháp nhằm nâng cao hiệu tài thơng qua việc bảo đảm giúp ngân hàng ổn định khoản từ nâng cao hiệu tài ngân hàng thương mại Việt