Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.

Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.Tác động của đa dạng hoá thu nhập và thu nhập phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -*** LUẬN VĂN THẠC SĨ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HOÁ THU NHẬP VÀ THU NHẬP PHI TÍN DỤNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM Ngành: Tài - Ngân hàng NGUYỄN TRUNG DŨNG Hà Nội, 2022 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -*** LUẬN VĂN THẠC SĨ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HOÁ THU NHẬP VÀ THU NHẬP PHI TÍN DỤNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM Ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 8340201 Họ tên học viên: Nguyễn Trung Dũng Người hướng dẫn: TS Nguyễn Thu Thuỷ Hà Nội, 2022 iii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu khoa học độc lập riêng tơi Các số liệu, kết nghiên cứu luận văn trung thực có nguồn gốc cụ thể, rõ ràng Luận văn kế thừa cơng trình nghiên cứu người trước có bổ sung tư liệu chưa công bố cơng trình khác Học viên luận văn Nguyễn Trung Dũng LỜI CẢM ƠN Để hoàn thành luận văn này, lời tơi xin tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến Cô TS Nguyễn Thu Thuỷ, người dành thời gian quý báu, hết lòng hướng dẫn, giúp đỡ tạo điều kiện tốt cho tơi suốt q trình thực luận văn Xin tỏ lịng biết ơn chân thành đến q Thầy, Cơ Trường Đại học Ngoại thương tận tình truyền đạt kiến thức quý báu tạo điều kiện thuận lợi cho tơi suốt q trình học tập, nghiên cứu Xin chân thành cảm ơn Ban lãnh đạo quan đồng nghiệp tạo điều kiện, giúp đỡ để tơi hồn thành chương trình học Và cuối xin cảm ơn người thân gia đình bạn bè ln bên cạnh giúp đỡ, động viên mặt tinh thần, ủng hộ thời gian học tập thực luận văn thạc sĩ MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii DANH MỤC VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG vii DANH MỤC BIỂU ĐỒ viii TÓM TẮT ix ABSTRACT x PHẦN MỞ ĐẦU CHƯƠNG TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU 1.1 Lược khảo cơng trình nghiên cứu quốc tế 1.1.1 Nghiên cứu đa quốc gia 1.1.2 Nghiên cứu quốc gia phát triển 1.1.3 Nghiên cứu quốc gia phát triển 1.2 Lược khảo cơng trình nghiên cứu nước 11 1.3 Đánh giá công trình nghiên cứu tính đề tài nghiên cứu 13 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HOÁ THU NHẬP VÀ THU NHẬP PHI TÍN DỤNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 19 2.1 Đa dạng hố thu nhập thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại……… 19 2.1.1 Thu nhập, thu nhập lãi thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại 19 2.1.2 Đa dạng hoá thu nhập ngân hàng thương mại 21 2.1.3 Lý thuyết tảng đa dạng hố thu nhập thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại 24 2.2 Hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 29 2.2.1 Khái niệm hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại…… 29 2.2.2 Đo lường hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 30 2.3 Nhận diện tác động đa dạng hố thu nhập thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 31 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 33 3.1 Phát triển giả thuyết nghiên cứu 33 3.2 Mơ hình nghiên cứu 34 3.2.1 Tác động đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 34 3.2.2 Tác động phi tuyến thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 35 3.3 Đo lường biến nghiên cứu 36 3.3.1 Biến phụ thuộc 36 3.3.2 Đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng .36 3.3.3 Biến kiểm soát 37 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 40 3.4.1 Nguồn liệu 40 3.4.2 Thực trạng đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 40 3.4.3 Thực trạng hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 47 3.5 Phương pháp xử lý số liệu 49 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 52 4.1 Thống kê mô tả biến nghiên cứu 52 4.2 Phân tích tác động đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 53 4.1.1 Phân tích tương quan 53 4.1.2 Kiểm định mơ hình hồi quy liệu bảng 55 4.1.3 Kết hồi quy thảo luận tác động đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 57 4.3 Phân tích tác động phi tuyến thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam… 66 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý ĐỐI VỚI ĐA DẠNG HỐ THU NHẬP, THU NHẬP PHI TÍN DỤNG NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM 73 5.1 Kết luận 73 5.2 Các hàm ý đa dạng hố thu nhập thu nhập phi tín dụng nhằm nâng cao hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 74 5.2.1 Hàm ý đa dạng hoá thu nhập 74 5.2.2 Hàm ý thu nhập phi tín dụng 77 5.2.3 Hàm ý lực tài ngân hàng thương mại cổ phần 79 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 83 TÀI LIỆU THAM KHẢO 84 PHỤ LỤC 1: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG 92 PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ XỬ LÝ SỐ LIỆU 93 DANH MỤC VIẾT TẮT Ký hiệu BCTC CLDV CNTT CSTT DIV DPRR DVNH FE GMM HQHĐKD NHĐT NHNN NHTM NHTMCP NII NQ Pooled QĐ-TTg QH QTRR RE ROA ROE RRTD SPDV SXKD TCTD TNPTD TSĐB TTĐT Worldbank Giải thích Báo cáo tài Chất lượng dịch vụ Cơng nghệ thơng tin Chính sách tiền tệ Đa dạng hố thu nhập Dự phịng rủi ro Dịch vụ ngân hàng Mơ hình hiệu ứng cố định Mơ hình xu hướng tổng quát Hiệu hoạt động kinh doanh Ngân hàng điện tử Ngân hàng nhà nước Ngân hàng thương mại Ngân hàng thương mại cổ phần Tỷ lệ thu nhập phi tín dụng Nghị Mơ hình bình phương tối thiểu liệu bảng Quyết định thủ tướng phủ Quốc hội Quản trị rủi ro Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên Tỷ suất sinh lời tài sản Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu Rủi ro tín dụng Sản phẩm dịch vụ Sản xuất kinh doanh Tổ chức tín dụng Thu nhập phi tín dụng Tài sản đảm bảo Thanh toán điện tử Ngân hàng giới DANH MỤC BẢNG Bảng 1.1 Tổng quan công trình nghiên cứu 15 Bảng 2.1 Tổng hợp lý thuyết đa dạng hố thu nhập thu nhập phi tín dụng ngân hàng thương mại 25 Bảng 3.1 Đo lường biến nghiên cứu 39 Bảng 4.1 Thống kê biến nghiên cứu 53 Bảng 4.2 Phân tích tương quan đa dạng hố thu nhập, thu nhập phi tín dụng ROA 54 Bảng 4.3 Phân tích tương quan đa dạng hoá thu nhập, thu nhập phi tín dụng ROE 54 Bảng 4.4 Kiểm định Hausman lựa chọn mơ hình hồi quy 55 Bảng 4.5 Kiểm định phương sai sai số thay đổi 56 Bảng 4.6 Kiểm định tự tương quan phần dư đơn vị chéo .56 Bảng 4.7 Kiểm định tự tương quan chuỗi 56 Bảng 4.8 Tác động đa dạng hoá thu nhập thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh NHTMCP Việt Nam 59 Bảng 4.9 Tác động đa dạng hoá thu nhập thành phần thu nhập phi tín dụng đến hiệu hoạt động kinh doanh NHTMCP Việt Nam 60 Bảng 4.10 : Kiểm định mơ hình ngưỡng 66 Bảng 4.11 Xác định ngưỡng tỷ lệ thu nhập phi tín dụng 67 Bảng 4.12 Hồi quy mơ hình ngưỡng tác động thu nhập phi tín dụng hiệu hoạt động kinh doanh NHTMCP Việt Nam 68 Bảng 4.13 Chỉ số hiệu hoạt động kinh doanh đa dạng hoá số quốc gia giới 70 Bảng 4.14 Tỷ lệ thu nhập phi tín dụng cấu phần NHTM số quốc gia giới 72 Bảng 5.1 Khuyến nghị tỷ lệ đa dạng hoá thu nhập TNPTD NHTMCP 74 Bảng 5.2 Khuyến nghị tỷ lệ TNPTD cấu phần giai đoạn 2023-2027 77 DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 3.1 Thu nhập lợi nhuận sau thuế NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2011-2021 41 Biểu đồ 3.2 Cơ cấu thu nhập hoạt động NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2011-2021 43 Biểu đồ 3.3 Tỷ lệ thành phần thu nhập phi tín dụng NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2011 – 2021 45 Biểu đồ 3.4 Đa dạng hóa thu nhập thu nhập phi tín dụng NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2011– 2021 47 Biểu đồ 3.5 ROA ROE bình quân NHTMCP Việt Nam giai đoạn 20112021 .49 npl cir gdp cpi _cons | | | | | -.1143835 0020997 0089879 -.0482767 -.0578797 0756108 0081123 0551056 0187679 0190273 -1.51 0.26 0.16 -2.57 -3.04 0.131 0.796 0.871 0.011 0.003 -.2632032 -.0138672 -.0994728 -.0852163 -.0953299 Fixed-effects (within) regression Group variable: num Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9686 between = 0.9806 overall = 0.9726 corr(u_i, Xb) roe | + lroe | div | nii | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | Coef = = 297 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 1009.81 0.0000 F(8,262) Prob > F = 0.1400 Std Err t 58.75 4.83 -7.28 -0.25 -1.72 0.25 -0.46 -3.31 0.68 P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.804 0.086 0.804 0.644 0.001 0.500 [95% Conf Interval] 2.982364 0436472 -.0876776 -.0006287 -.1475687 0024168 -.0261001 -.0736376 0335459 0507657 0090297 012043 0025358 0856767 0097343 0563901 0222201 0496617 2.882404 0258672 -.111391 -.0056218 -.3162712 -.0167506 -.1371356 -.1173904 -.064241 00741023 01288542 24852991 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 262) = 2.22 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9683 between = 0.9879 overall = 0.9752 roe | + lroe | div | nii | size | Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) Coef 2.954073 0408616 -.0844779 0034763 Std Err .0457913 0084351 0112652 0012427 3.082325 0614272 -.0639642 0043644 0211338 0215841 0849353 -.0298848 1313329 Prob > F = 0.0009 Random-effects GLS regression Group variable: num corr(u_i, X) 0344363 0180666 1174487 -.011337 -.0204296 z 64.51 4.84 -7.50 2.80 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.005 = = 297 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 9895.38 0.0000 [95% Conf Interval] 2.864324 0243291 -.1065572 0010406 3.043823 0573941 -.0623985 005912 npl cir gdp cpi _cons | | | | | + sigma_u | sigma_e | rho | lroe div nii size npl cir gdp cpi | | + | | | | | | | | -.1119248 0022214 0050394 -.051689 -.0456886 0776494 0087194 0530302 0186011 0250901 -1.44 0.25 0.10 -2.78 -1.82 00486845 01288542 1249199 (fraction of variance due to u_i) Coefficients -(b) (B) fe1 re1 2.982364 0436472 -.0876776 -.0006287 -.1475687 0024168 -.0261001 -.0736376 0.149 0.799 0.924 0.005 0.069 (b-B) Difference 2.954073 0408616 -.0844779 0034763 -.1119248 0022214 0050394 -.051689 0282908 0027856 -.0031997 -.004105 -.0356438 0001953 -.0311395 -.0219486 -.2641149 -.0148683 -.0988979 -.0881466 -.0948644 0402652 0193112 1089767 -.0152315 0034872 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0219161 0032225 0042578 0022104 0362086 0043275 0191739 0121545 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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.39 Prob>chi2 = 0.8203 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[num,t] = Xb + u[num] + e[num,t] Estimated results: | + roe | e | u | Test: Var sd = sqrt(Var) 0072566 000166 0000237 0851854 0128854 0048684 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 10.61 0.0006 Pesaran's test of cross sectional independence = 2.452, Pr = 0.0142 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.316 Friedman's test of cross sectional independence = 23.178, Pr = 0.6228 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 20.824 Prob > F = 0.0001 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: num Time variable : year Number of instruments = 24 Wald chi2(6) = 1070.92 Prob > chi2 = 0.000 roe | + lroe | div | nii | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | Coef 2.674668 046711 -.0845563 0056346 -.0963141 -.0244981 -.0200434 -.0346396 -.0649783 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0499073 0097092 0146495 0003296 0350285 0052022 0227158 0174174 005702 z 53.59 4.81 -5.77 17.09 -2.75 -4.71 -0.88 -1.99 -11.40 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.006 0.000 0.378 0.047 0.000 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = = = = = = 297 27 11 11.00 11 [95% Conf Interval] 2.576851 0276814 -.1132687 0049885 -.1649686 -.0346941 -.0645656 -.0687771 -.0761541 -1.76 -1.43 2.772484 0657406 -.0558439 0062806 -.0276596 -.0143021 0244787 -.0005021 -.0538026 Pr > z = Pr > z = Sargan test of overid restrictions: chi2(15) = 23.20 Prob > (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(15) = 14.30 Prob > (Robust, but can be weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.83 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 7.47 Prob > iv(div nii size npl cir gdp cpi) Hansen test excluding group: chi2(8) = 8.39 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 5.91 Prob > 0.078 0.152 chi2 = 0.080 chi2 = 0.503 chi2 = chi2 = 0.447 0.487 chi2 = chi2 = 0.397 0.550 100 (1) roa lroa div nii size npl cir gdp cpi (2) roa (3) roa (4) roa 0.716*** 0.698*** 0.709*** 0.781*** [71.21] [62.94] [69.24] [88.66] -0.000576 -0.000759 -0.000681 -0.00216*** [-0.71] [-0.86] [-0.83] [-6.22] 0.00116 0.00116 0.00121 0.00368*** [1.07] [0.98] [1.09] [6.73] 0.000184** 0.000125 0.000195* 0.000118 [2.19] [0.56] [1.96] [1.54] -0.00594 -0.00556 -0.00532 -0.00448 [-0.83] [-0.69] [-0.73] [-0.65] -0.00272*** -0.00209** -0.00258*** -0.000101 [-3.50] [-2.22] [-3.15] [-0.15] -0.00661 -0.0109** -0.00773 -0.00587*** [-1.26] [-2.08] [-1.52] [-3.95] -0.00876*** -0.00879*** -0.00863*** -0.0109*** [-4.88] [-4.33] [-4.90] [-6.83] lroe _cons N R-sq 0.0000307 [0.02] 0.00127 [0.29] -0.000107 [-0.05] -0.000767 [-0.46] 297 0.974 297 0.971 297 297 t statistics in brackets * p F = 0.3860 Coef Std Err t 62.20 -0.99 0.71 1.38 0.09 0.35 -0.56 -2.38 -1.97 -4.36 0.46 P>|t| 0.000 0.322 0.481 0.169 0.931 0.728 0.577 0.018 0.050 0.000 0.645 7306917 0005968 0089687 0038875 0033169 0002522 0085441 -.0015763 005577 -.0058202 0063951 = = 297 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 870.19 0.0000 [95% Conf Interval] 6973525 -.000885 0015987 0017617 0001251 0000826 -.0045067 -.0023049 -.0104181 -.0090522 002177 0112108 0008928 002263 0012782 0014458 000237 0080643 0009671 0053002 0020741 0047145 00067797 00120182 24140974 (fraction of variance due to u_i) 675277 -.0026431 -.0028575 -.0007552 -.0027218 -.0003842 -.0203863 -.0042094 -.020855 -.0131364 -.0071065 F test that all u_i=0: F(26, 260) = 2.57 Random-effects GLS regression 297 1101.13 0.0000 0.9747 0.9738 00128 [95% Conf Interval] Fixed-effects (within) regression Group variable: num corr(u_i, Xb) = = = = = = 7194279 000873 0060549 0042786 002972 0005493 0113729 -.0004005 0000188 -.0049681 0114605 Prob > F = 0.0001 Number of obs = 297 116 Group variable: num Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9706 between = 0.9917 overall = 0.9747 corr(u_i, X) roa | + lroa | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | lroa div feeop tradeop otherop size npl cir gdp cpi Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) | | + | | | | | | | | | | Coef Std Err z P>|z| 0103086 0008342 0019783 0011832 0013598 0001045 0072579 0008201 0051883 0017804 0021984 00021351 00120182 03059649 (fraction of variance due to u_i) 6973525 -.000885 0015987 0017617 0001251 0000826 -.0045067 -.0023049 -.0104181 -.0090522 7076187 -.0010202 0045922 0016564 0006049 0000852 -.0048438 -.0030262 -.0055908 -.0092044 0.000 0.221 0.020 0.162 0.656 0.415 0.505 0.000 0.281 0.000 0.372 (b-B) Difference 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 10601.61 0.0000 [95% Conf Interval] 7076187 -.0010202 0045922 0016564 0006049 0000852 -.0048438 -.0030262 -.0055908 -.0092044 0019631 Coefficients -(b) (B) fe2 re2 68.64 -1.22 2.32 1.40 0.44 0.82 -0.67 -3.69 -1.08 -5.17 0.89 = 6874141 -.0026553 0007147 -.0006626 -.0020602 -.0001197 -.019069 -.0046336 -.0157596 -.0126939 -.0023457 7278232 0006149 0084697 0039754 0032699 0002901 0093815 -.0014187 0045781 -.005715 0062719 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0102662 0001352 -.0029935 0001053 -.0004798 -2.64e-06 0003371 0007212 -.0048273 0001522 004406 000318 0010988 0004835 0004912 0002127 003515 0005126 0010836 001064 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(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 56.68 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Fixed-effects (within) regression Number of obs = 297 R-sq: within between overall Obs per group: = 0.9710 = 0.9902 = 0.9739 corr(u_i, Xb ) roa | + lroa | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | 11 11.0 11 = = 870.19 0.0000 F(10,260) Prob > F = 0.3860 Coef = avg = max = Std Err t 62.20 -0.99 0.71 1.38 0.09 0.35 -0.56 -2.38 -1.97 -4.36 0.46 P>|t| [95% Conf Interval] 6973525 -.000885 0015987 0017617 0001251 0000826 -.0045067 -.0023049 -.0104181 -.0090522 002177 0112108 0008928 002263 0012782 0014458 000237 0080643 0009671 0053002 0020741 0047145 0.000 0.322 0.481 0.169 0.931 0.728 0.577 0.018 0.050 0.000 0.645 675277 -.0026431 -.0028575 -.0007552 -.0027218 -.0003842 -.0203863 -.0042094 -.020855 -.0131364 -.0071065 00067797 00120182 24140974 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 260) = 2.57 7194279 000873 0060549 0042786 002972 0005493 0113729 -.0004005 0000188 -.0049681 0114605 Prob > F = 0.0001 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 1271.82 0.0000 Pesaran's test of cross sectional independence = 7.895, Pr = 0.0000 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.341 xtcsd, friedman Friedman's test of cross sectional independence = 50.545, Pr = 0.0027 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 80.026 Prob > F = 0.0000 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: num Time variable : year Number of obs Number of groups = = 297 27 118 Number of instruments = 26 Wald chi2(8) = 197.49 Prob > chi2 = 0.000 roa | + lroa | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | Coef .7798592 -.0022074 0040241 0036774 0036546 0001115 -.0046086 -.0001826 -.0055788 -.0110827 -.0006021 Obs per group: = avg = max = Std Err .0095007 0003786 0007783 0007468 0006387 0000778 0071027 0006368 0013397 0015476 0016734 z 82.08 -5.83 5.17 4.92 5.72 1.43 -0.65 -0.29 -4.16 -7.16 -0.36 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.152 0.516 0.774 0.000 0.000 0.719 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(15) = 68.90 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(15) = 21.42 can be weakened by many instruments.) [95% Conf Interval] 7612383 -.0029495 0024986 0022136 0024027 -.0000411 -.0185296 -.0014307 -.0082046 -.014116 -.003882 0.05 -0.84 roe | + lroe | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | Coef 2.931012 035544 -.0585274 -.0747441 -.0908994 00351 -.1075998 -.0012592 0233529 -.0519077 -.0454052 Std Err .0447558 0084706 020347 0119377 0137832 0010238 0758403 0083288 0556464 0189121 02087 t 0.962 0.403 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.124 65.49 4.20 -2.88 -6.26 -6.59 3.43 -1.42 -0.15 0.42 -2.74 -2.18 chi2 = chi2 = 0.052 0.486 chi2 = chi2 = 0.108 0.276 Number of obs F(10, 286) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.004 0.000 0.000 0.001 0.157 0.880 0.675 0.006 0.030 7984802 -.0014653 0055495 0051411 0049065 000264 0093124 0010655 -.002953 -.0080494 0026777 Pr > z = Pr > z = Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 13.94 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 7.48 Prob > iv(div feeop tradeop otherop size npl cir gdp cpi) Hansen test excluding group: chi2(6) = 10.43 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 10.99 Prob > Source | SS df MS + Model | 2.09541437 10 209541437 Residual | 052525395 286 000183655 -+ -Total | 2.14793976 296 007256553 11 11.00 11 = = = = = = 297 1140.95 0.0000 0.9755 0.9747 01355 [95% Conf Interval] 2.84292 0188713 -.0985762 -.0982411 -.1180288 0014948 -.2568757 -.0176528 -.0861756 -.0891323 -.0864835 3.019105 0522166 -.0184786 -.0512472 -.0637701 0055252 0416761 0151343 1328814 -.0146831 -.004327 Fixed-effects (within) regression Group variable: num Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9687 between = 0.9802 overall = 0.9725 corr(u_i, Xb) roe | + lroe | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | F test that all 297 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 804.75 0.0000 F(10,260) Prob > F = 0.1457 Coef = = Std Err t 57.78 4.57 -2.79 -6.56 -5.91 -0.52 -1.66 0.08 -0.31 -3.43 0.92 P>|t| 0.000 0.000 0.006 0.000 0.000 0.601 0.098 0.940 0.756 0.001 0.360 [95% Conf Interval] 2.974756 0421076 -.0671677 -.0862375 -.0880588 -.0013935 -.1432364 0007504 -.01779 -.0776339 0475576 0514825 0092191 0241143 0131445 0149035 0026612 0863266 0099962 0571871 0226663 0518952 2.873381 0239539 -.114652 -.1121207 -.1174058 -.0066338 -.3132246 -.0189335 -.1303988 -.1222669 -.0546309 00750062 01291091 25233954 (fraction of variance due to u_i) u_i=0: F(26, 260) = 2.12 Prob > F = 0.0017 Random-effects GLS regression Group variable: num Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9683 between = 0.9885 overall = 0.9755 corr(u_i, X) roe | + lroe | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | 2.942615 0382283 -.0638391 -.0803218 -.0884599 0030371 -.1053554 -.0000921 0168319 -.0542281 -.037283 Std Err .0463397 0086413 0215145 0122663 0140099 00129 0778858 0088759 054012 0187924 0257999 = = 297 27 = avg = max = 11 11.0 11 = = 10048.93 0.0000 Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) Coef 3.076132 0602612 -.0196835 -.0603543 -.0587117 0038468 0267519 0204342 0948189 -.033001 149746 z 63.50 4.42 -2.97 -6.55 -6.31 2.35 -1.35 -0.01 0.31 -2.89 -1.45 P>|z| 0.000 0.000 0.003 0.000 0.000 0.019 0.176 0.992 0.755 0.004 0.148 [95% Conf Interval] 2.851791 0212918 -.1060067 -.1043633 -.1159188 0005088 -.2580088 -.0174885 -.0890296 -.0910606 -.0878499 3.033439 0551649 -.0216714 -.0562802 -.061001 0055654 047298 0173043 1226935 -.0173956 0132838 + sigma_u | sigma_e | rho | lroe div feeop tradeop otherop size npl cir gdp cpi | | + | | | | | | | | | | 00426755 01291091 09849434 (fraction of variance due to u_i) Coefficients -(b) (B) fe3 re3 2.974756 0421076 -.0671677 -.0862375 -.0880588 -.0013935 -.1432364 0007504 -.01779 -.0776339 (b-B) Difference 2.942615 0382283 -.0638391 -.0803218 -.0884599 0030371 -.1053554 -.0000921 0168319 -.0542281 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0321414 0038792 -.0033287 -.0059157 0004011 -.0044305 -.037881 0008425 -.0346219 -.0234058 0224293 0032127 0108916 0047239 0050831 0023277 03723 0045982 0187902 0126731 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(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 9.77 Prob>chi2 = 0.4606 (V_b-V_B is not positive definite) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[num,t] = Xb + u[num] + e[num,t] Estimated results: | + roe | e | u | Test: Var sd = sqrt(Var) 0072566 0001667 0000182 0851854 0129109 0042675 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 7.73 0.0027 Pesaran's test of cross sectional independence = 2.547, Pr = 0.0109 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.317 Friedman's test of cross sectional independence = 23.832, Pr = 0.5856 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 21.173 Prob > F = 0.0001 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: num Number of obs = 297 Time variable : year Number of instruments = 26 Wald chi2(8) = 1132.13 Prob > chi2 = 0.000 roe | + lroe | div | feeop | tradeop | otherop | size | npl | cir | gdp | cpi | _cons | Coef 2.62228 0477676 -.0585335 -.0859812 -.0986075 0051381 -.092724 -.0278434 -.0009368 -.0417735 -.0545724 Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0513568 0098829 0120241 0182937 0135225 0004449 0419714 0059371 020672 0162005 0111485 z 51.06 4.83 -4.87 -4.70 -7.29 11.55 -2.21 -4.69 -0.05 -2.58 -4.90 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.027 0.000 0.964 0.010 0.000 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = = = = = 27 11 11.00 11 [95% Conf Interval] 2.521623 0283975 -.0821003 -.1218361 -.1251111 0042661 -.1749864 -.0394798 -.0414532 -.073526 -.076423 -1.68 -1.41 2.722938 0671377 -.0349668 -.0501263 -.0721038 0060101 -.0104617 -.0162069 0395797 -.010021 -.0327217 Pr > z = Pr > z = Sargan test of overid restrictions: chi2(15) = 20.73 Prob > (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(15) = 15.34 Prob > (Robust, but can be weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.50 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 8.84 Prob > iv(div feeop tradeop otherop size npl cir gdp cpi) Hansen test excluding group: chi2(6) = 5.15 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 10.19 Prob > 0.094 0.158 chi2 = 0.146 chi2 = 0.427 chi2 = chi2 = 0.483 0.356 chi2 = chi2 = 0.525 0.335 108 (1) roa lroa div feeop tradeop otherop size npl cir gdp cpi (2) roa (3) roa (4) roa 0.711*** 0.697*** 0.708*** 0.780*** [69.76] [62.20] [68.64] [82.08] -0.00103 -0.000885 -0.00102 -0.00221*** [-1.25] [-0.99] [-1.22] [-5.83] 0.00516*** 0.00160 0.00459** 0.00402*** [2.67] [0.71] [2.32] [5.17] 0.00159 0.00176 0.00166 0.00368*** [1.36] [1.38] [1.40] [4.92] 0.000657 0.000125 0.000605 0.00365*** [0.49] [0.09] [0.44] [5.72] 0.0000626 0.0000826 0.0000852 0.000111 [0.65] [0.35] [0.82] [1.43] -0.00559 -0.00451 -0.00484 -0.00461 [-0.78] [-0.56] [-0.67] [-0.65] -0.00314*** -0.00230** -0.00303*** -0.000183 [-3.95] [-2.38] [-3.69] [-0.29] -0.00481 -0.0104* -0.00559 -0.00558*** [-0.91] [-1.97] [-1.08] [-4.16] -0.00936*** -0.00905*** -0.00920*** -0.0111*** [-5.21] [-4.36] [-5.17] [-7.16] lroe _cons N R-sq 0.00236 [1.15] 0.00218 [0.46] 0.00196 [0.89] -0.000602 [-0.36] 297 0.975 297 0.971 297 297 t statistics in brackets * p F = 0.0000 Threshold estimator (level = 95): model | + Th-1 | = = Threshold Lower Upper 0.2711 0.2702 0.2738 Threshold effect test (bootstrap = 1000): Threshold | + Single | RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 0.0004 0.0000 31.63 0.0660 26.0706 33.3131 55.8138 Fixed-effects (within) regression Group variable: num Number of obs Number of groups = = 297 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 within = 0.9715 between = 0.9734 overall = 0.9707 corr(u_i, Xb) roa | + size | npl | cir | | _cat#c.lroa | | | | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | F(5,265) Prob > F = 0.2273 Coef Std Err t P>|t| = = 1807.69 0.0000 [95% Conf Interval] 0006229 -.0057429 -.0028305 000162 0077129 0009042 3.85 -0.74 -3.13 0.000 0.457 0.002 0003039 -.0209294 -.0046108 0009418 0094435 -.0010503 6435186 7098046 0122725 0104323 52.44 68.04 0.000 0.000 6193547 6892638 6676826 7303454 -.0083099 0032446 -2.56 0.011 -.0146984 -.0019214 00080867 00117955 319735 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 265) = 3.63 Prob > F = 0.0000 Threshold estimator (level = 95): model | + Th-1 | Th-21 | Th-22 | Threshold Lower Upper 0.4536 0.4536 -0.1706 0.4445 0.4445 -0.1776 0.4662 0.4662 -0.1634 Threshold effect test (bootstrap = 1000 1000): Threshold | + Single | Double | RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 0.0372 0.0343 0.0001 0.0001 154.07 24.09 0.0000 0.0150 17.2362 13.7738 21.3724 16.8081 30.3356 27.6790 Fixed-effects (within) regression Group variable: num Number of obs Number of groups = = 297 27 R-sq: within = 0.9709 between = 0.9829 overall = 0.9752 corr(u_i, Xb) roe | + size | npl | cir | _cat#c.lroe | | | | | _cons | + sigma_u | sigma_e | rho | Obs per group: avg max F(6,264) Prob > F = 0.0074 Coef Std Err npl cir 0._cat#c~a 1._cat#c~a 3.24 -2.86 -0.47 0.001 0.005 0.639 0022192 -.3878371 -.0223833 009092 -.0712849 0137639 3.700657 2.818032 3.695951 2147202 0496121 0781703 17.23 56.80 47.28 0.000 0.000 0.000 3.277875 2.720346 3.542035 4.123439 2.915717 3.849868 -.0836026 0336009 -2.49 0.013 -.1497625 -.0174427 00675018 01234511 23016475 (fraction of variance due to u_i) 0.000623*** [3.85] -0.00574 [-0.74] -0.00283*** [-3.13] 0.644*** [52.44] 0.710*** [68.04] 1._cat#c~e 2._cat#c~e N R-sq [95% Conf Interval] 0017453 0803844 0091791 0._cat#c~e _cons P>|t| 11 11.0 11 1470.41 0.0000 0056556 -.229561 -.0043097 F test that all u_i=0: F(26, 264) = 2.89 (1) (2) roa roe size t = = = = = -0.00831** [-2.56] 297 0.972 0.00566*** [3.24] -0.230*** [-2.86] -0.00431 [-0.47] 3.701*** [17.23] 2.818*** [56.80] 3.696*** [47.28] -0.0836** [-2.49] 297 0.971 t statistics in brackets * p