Đánh giá tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lời của các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN ĐÌNH PHÁT ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2022 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆTNAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN ĐÌNH PHÁT ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: TS LÊ HÀ DIỄM CHI TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2022 i LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan khóa luận với tên đề tài “ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM” cơng trình nghiên cứu riêng tác giả giúp đỡ – giảng viên khoa Ngân hàng Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Nguồn liệu nội dung tham khảo trích dẫn nguồn gốc rõ ràng, thống phần danh mục tài liệu tham khảo Kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung cơng bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ khóa luận Tác giả xin chịu trách nhiệm hồn tồn với cam đoan TP.HCM, ngày 10 tháng 04 năm 2022 Tác giả NGUYỄN ĐÌNH PHÁT ii LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin gửi lời cảm ơn sâu sắc tới đến Quý Thầy Cô Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM, người hỗ trợ, giúp đỡ, trực tiếp giảng dạy, tận tình truyền đạt kiến thức cho năm học tập trường, tạo hội cho thực nghiên cứu Đặc biệt, xin chân thành cảm ơn TS Lê Hà Diễm Chi, người đã giúp đỡ công tác chọn đề tài, cách viết đề tài, tận tình hướng dẫn, đưa góp ý q báu động viên để tơi hoàn thành luận văn thạc sĩ cách tốt Tôi xin cảm ơn Ban lãnh đạo khoa tạo điều kiện cho tơi hồn thành nghiên cứu Cuối cùng, xin chân thành cảm ơn sâu sắc đến gia đình, bạn bè, người ln bên cạnh hỗ trợ, động viên, chia sẻ tiếp thêm nguồn lực giúp tơi n tâm nghiên cứu hồn thành tốt luận văn thạc sĩ Do kinh nghiệm kiến thức hạn chế, khóa luận khơng tránh khỏi thiếu sót, mong nhận ý kiến đóng góp từ Quý Thầy Cô Em xin chân thành cảm ơn! iii TÓM TẮT LUẬN VĂN Tiêu đề Đánh giá tác động đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam Tóm tắt Mục tiêu viết đánh giá tác động đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lời NHTM Việt Nam từ đề xuất số sách góp phần nâng cao tỷ suất sinh lời NHTM Việt Nam Luận văn thực nội dung sau đây: thứ luận văn đề cập xem xét sở lý thuyết đa dạng hóa thu nhập tỷ suất sinh lời cụ thể lý thuyết danh mục đầu tư đại, lý thuyết tính kinh tế theo quy mô, lý thuyết quyền lực thị trường Đồng thời, tác giả sử dụng số ROE, ROA để đo lường hiệu hoạt động kinh doanh NHTM Trên sở lý thuyết nghiên cứu có liên quan, tác giả xác định biến thuộc đa dạng hóa, biến thuộc đặc điểm bên ngân hàng biến thuộc yếu tố vĩ mô tác động đến tỷ suất sinh lời kinh doanh NHTM Việt Nam Thứ hai, việc áp dụng nghiên cứu định lượng với mơ hình FEM, REM, phương pháp bình phương tổng quát nhỏ khả thi, ngồi tác động chiều đa dạng hóa thu nhập (DGH) đến tỷ suất sinh lời (ROA, ROE), tác giả xác định biến tác động đáng đến tỷ suất sinh lời NHTM mức ý nghĩa thống kê 0.1% đến 1% quy mô ngân hàng, tốc độ tăng trưởng, tỷ lệ an toàn vốn tỷ lệ lạm phát Cuối cùng, sở kết đạt được, tác giả tiến hành đề xuất số hàm ý sách để nâng cao hiệu hoạt động kinh doanh NHTM Việt Nam Từ khóa: Đa dạng hóa thu nhập, tỷ suất sinh lời, FEM, REM, FGLS, stata, ngân hàng, Việt Nam iv ABSTRACT Title Assess the impact of income DGHersification on profitability of Vietnamese commercial banks Summary The main objective of the article is to assess the impact of income DGHersification on profitability of Vietnamese commercial banks and from there to propose some policies to contribute to improve profitability of commercial banks in Vietnam The thesis implements the following contents: firstly, the thesis mentions and considers the theoretical bases of income DGHersification and profitability ratios, namely modern portfolio theory, calculation theory economies of scale, market power theory At the same time, the author uses ROE and ROA indexes to measure the business performance of commercial banks On the basis of theory and related studies, the author has identified variables of DGHersification, variables of bank's internal characteristics and variables of macro factors affecting business profitability business of commercial banks in Vietnam Second, by applying quantitative research with FEM, REM models, the generalized least squares method is feasible, in addition to the positive impact of income DGHersification (DGH) on return (ROA) , ROE), the author has identified variables that significantly affect the profitability of commercial banks at the statistical significance level of 0.1% to 1% such as bank QMO, TDTTth rate, capital adequacy ratio and capital adequacy ratio inflation rate Finally, on the basis of the obtained results, the author has proposed some policy implications to improve the business performance of Vietnamese commercial banks Keywords: Income DGHersification, profitability ratio, FEM, REM, FGLS, stata, banking, Vietnam v DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT Từ viết tắt Cụm từ tiếng Việt BCĐKT Bảng cân đối kế toán BCKQKD Báo cáo kết hoạt động kinh doanh BCTC Báo cáo tài TSSL Tỷ suất sinh lời NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTMCP Ngân hàng thương mại cổ phần TN Thu nhập TTS Tổng tài sản TDTT Tốc độ tăng trưởng DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH Từ viết tắt Cụm từ tiếng Anh Cụm từ tiếng Việt FEM Fixed Effect Model Mơ hình tác động cố định IMF International Money Fund Quỹ tiền tệ giới OLS Ordinary Least Square Bình phương nhỏ thơng thường REM Random Effect Model Mơ hình tác động ngẫu nhiên FGLS Feasible Generalized Least Squares Worldbank Bình phương nhỏ tổng quát khả thi Ngân hàng giới WB vi MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT LUẬN VĂN iii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT v DANH MỤC CÁC BẢNG viii DANH MỤC CÁC HÌNH ix CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.1.1 Mục tiêu nghiên cứu tổng quát 1.1.2 Mục tiêu nghiên cứu cụ thể 1.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu: 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.4.1 Phương pháp thu thập liệu 1.4.2 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài 1.6 Bố cục luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Cơ sở lý thuyết đa dạng hóa thu nhập ngân hàng 2.1.2 Cơ sở lý thuyết tỷ suất sinh lời ngân hàng 10 2.1.3 Lý thuyết đa dạng hóa thu nhập tỷ suất sinh lời ngân hàng 15 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lời ngân hàng 19 2.2.1 Các nghiên cứu nước 19 2.2.2 Các nghiên cứu nước 23 vii TÓM TẮT CHƯƠNG 27 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 3.1 Quy trình nghiên cứu 28 3.2 Mơ hình giả thuyết nghiên cứu 29 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu 29 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 32 3.3.1 Mẫu nghiên cứu 32 3.3.2 Các biến mơ hình nghiên cứu 33 3.4 Phương pháp nghiên cứu 34 TÓM TẮT CHƯƠNG 36 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 37 4.1 Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 37 4.2 Phân tích hệ số tương quan 39 4.3 Kiểm định hồi quy tổng thể OLS, FEM REM 42 4.4 Kiểm định khuyết tật mô hình kết hồi quy 45 4.4.1 Mơ hình 1: 45 4.4.2 Mơ hình 51 TÓM TẮT CHƯƠNG 54 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 55 5.1 Kết luận 55 5.2 Kiến nghị 56 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 58 KẾT LUẬN CHUNG 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO i PHỤ LỤC viii DANH MỤC CÁC BẢNG BẢNG 4.1 TỔNG HỢP KẾT QUẢ CỦA PHƯƠNG PHÁP (MƠ HÌNH 1) 42 BẢNG 4.2 TỔNG HỢP KẾT QUẢ CỦA PHƯƠNG PHÁP (MƠ HÌNH 2) 43 BẢNG 4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT MƠ HÌNH VỚI BIẾN PHỤ THUỘC ROA 45 BẢNG 4.4 KẾT QUẢ MƠ HÌNH FGLS TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI NGÂN HÀNG ROA 46 BẢNG 4.5 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT MƠ HÌNH VỚI BIẾN PHỤ THUỘC ROE 51 BẢNG 4.6 KẾT QUẢ MƠ HÌNH HỒI QUY FGLS VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI NGÂN HÀNG ROE 52 BẢNG 4.7 TỔNG HỢP KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 53 vii Phụ lục 3: Kết mơ hình nghiên cứu Stata encode BANK, gen(maNH) xtset maNH YEAR panel variable: time variable: delta: maNH (strongly balanced) YEAR, 2010 to 2020 unit Thống kê biến mơ hình nghiên cứu summarize ROA ROE DGH NON INT QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF Variable Obs Mean ROA ROE DGH NON INT 308 308 308 308 308 0084992 0971141 2833888 1987008 8012992 QMO TDTT ATV TGKH VAY 308 308 308 308 308 RRTD GDPG INF 308 308 308 Std Dev Min Max 0080854 0825738 1356125 1325916 1325916 -.0599 -.563 0 0557 2956575 1 18.55605 2066622 0921972 6428991 5592809 1.214358 2415709 0419803 1293614 1317134 15.9227 -.3924 0262139 2508 1473 21.17315 1.4701 2564 8958942 8075 0074866 0600091 0586 0037102 0113453 0474288 0021 029 0088 032 0708 1868 xiv Hệ số tương quan biến độc lập mơ hình tác động đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lời ngân hàng corr ROA ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF (obs=308) ROA ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF ROA ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF 1.0000 0.8521 0.1460 0.0624 0.2412 0.3121 -0.1920 0.1009 0.0256 -0.0460 0.1584 1.0000 0.2000 0.3944 0.1789 -0.1065 -0.0501 0.2011 0.1233 -0.0187 0.0686 1.0000 0.3094 0.0103 -0.1068 0.1334 0.0815 0.0978 -0.0702 -0.2325 1.0000 -0.1594 -0.6835 0.4279 0.3980 0.4197 -0.0487 -0.2467 1.0000 0.0393 -0.4306 -0.3232 -0.2443 0.0868 0.2124 1.0000 -0.3059 -0.1250 -0.1687 -0.0524 0.2412 1.0000 0.6413 0.3724 -0.0463 -0.5487 1.0000 0.5474 -0.0202 -0.3597 1.0000 -0.0756 0.0223 1.0000 -0.0312 1.0000 ROA - Mơ hình hồi quy OLS reg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF Source SS df MS Model Residual 007640545 012429402 298 000848949 000041709 Total 020069948 307 000065374 ROA Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 0044932 0037235 0083063 1183715 -.0143848 0167449 -.2587752 -.0101007 0148305 -.0729408 Std Err .0030006 0005065 0017207 013035 0045111 0042668 1320985 0330033 0102252 0100928 t 1.50 7.35 4.83 9.08 -3.19 3.92 -1.96 -0.31 1.45 -7.23 Number of obs F(9, 298) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.135 0.000 0.000 0.000 0.002 0.000 0.051 0.760 0.148 0.000 = = = = = = 308 20.35 0.0000 0.3807 0.3620 00646 [95% Conf Interval] -.0014119 0027267 00492 0927191 -.0232625 0083481 -.5187393 -.0750497 -.0052922 -.0928031 0103983 0047204 0116925 1440238 -.0055072 0251418 0011889 0548483 0349532 -.0530785 xv Kết hệ số VIF vif Variable VIF 1/VIF QMO TGKH VAY ATV RRTD INF TDTT DGH GDPG 2.78 2.51 2.32 2.20 1.77 1.73 1.27 1.22 1.03 0.359075 0.398952 0.430165 0.453713 0.565596 0.577655 0.786309 0.820492 0.969062 Mean VIF 1.87 xvi ROA - Mơ hình hồi quy FEM xtreg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: maNH Number of obs Number of groups = = 308 28 R-sq: within = 0.4486 between = 0.1327 overall = 0.2767 Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 corr(u_i, Xb) F(9,271) Prob > F = -0.5148 Std Err t ROA Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 0122602 0060117 0088722 1136676 -.0161735 0216001 -.0659929 0142263 0368576 -.1230433 0030997 0010872 0016252 0145304 0053288 0057368 156964 0294716 010967 0214943 sigma_u sigma_e rho 00533065 00553876 48086087 (fraction of variance due to u_i) 3.96 5.53 5.46 7.82 -3.04 3.77 -0.42 0.48 3.36 -5.72 F test that all u_i=0: F(27, 271) = 4.97 estimates store fixed P>|t| = = 0.000 0.000 0.000 0.000 0.003 0.000 0.675 0.630 0.001 0.000 24.50 0.0000 [95% Conf Interval] 0061577 0038712 0056726 0850608 -.0266646 0103057 -.3750167 -.0437961 0152663 -.1653603 0183627 0081521 0120719 1422744 -.0056824 0328945 2430309 0722488 0584489 -.0807263 Prob > F = 0.0000 xvii ROA - Mơ hình hồi quy REM xtreg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, re Random-effects GLS regression Group variable: maNH Number of obs Number of groups = = 308 28 R-sq: within = 0.4321 between = 0.2390 overall = 0.3650 Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) ROA Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 0098468 0037401 0081258 1072876 -.0179562 0231166 -.2202431 -.0058378 0220393 -.0759402 0030124 0006411 0016088 0133712 0048215 0047739 1411396 0295677 010004 0127639 sigma_u sigma_e rho 00267517 00553876 18915468 (fraction of variance due to u_i) estimates store random Std Err z 3.27 5.83 5.05 8.02 -3.72 4.84 -1.56 -0.20 2.20 -5.95 P>|z| 0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.119 0.843 0.028 0.000 = = 204.57 0.0000 [95% Conf Interval] 0039426 0024835 0049726 0810805 -.027406 0137599 -.4968716 -.0637893 0024319 -.100957 015751 0049967 011279 1334947 -.0085063 0324732 0563854 0521138 0416467 -.0509233 xviii ROA - Kiểm định Hausman hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF 0122602 0060117 0088722 1136676 -.0161735 0216001 -.0659929 0142263 0368576 0098468 0037401 0081258 1072876 -.0179562 0231166 -.2202431 -.0058378 0220393 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0024134 0022716 0007464 00638 0017827 -.0015165 1542502 0200641 0148183 0007303 0008781 0002302 0056871 0022693 0031814 0686827 0044939 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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 70.84 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) ROA - Kiểm định White phương sai sai số thay đổi cho OLS reg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF estat imtest,white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(54) Prob > chi2 = = 168.66 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 168.66 24.73 1.25 54 0.0000 0.0033 0.2626 Total 194.65 64 0.0000 xix ROA - Kiểm định Wald phương sai sai số thay đổi cho FEM xtreg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, fe xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (28) = Prob>chi2 = 1797.56 0.0000 ROA - Kiểm định Breusch and Pagan phương sai sai số thay đổi cho REM xtreg ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, re xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[maNH,t] = Xb + u[maNH] + e[maNH,t] Estimated results: Var ROA e u Test: sd = sqrt(Var) 0000654 0000307 7.16e-06 0080854 0055388 0026752 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 59.02 0.0000 ROA - kiểm định tự tương quan xtserial ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 27) = 38.565 Prob > F = 0.0000 xx ROA - Mơ hình hồi quy FGLS xtgls ROA DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF,panels(heteroskedastic) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROA Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 008241 0028716 0046006 1078568 -.0112095 0091975 -.2338929 0092001 0153445 -.0551331 estimates store roafinal 28 10 Std Err .0018922 0005017 0010313 0127181 0035524 004079 0990312 017131 0062363 009577 (0.5873) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 4.36 5.72 4.46 8.48 -3.16 2.25 -2.36 0.54 2.46 -5.76 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.002 0.024 0.018 0.591 0.014 0.000 = = = = = 308 28 11 164.56 0.0000 [95% Conf Interval] 0045325 0018883 0025794 0829298 -.0181721 0012027 -.4279905 -.0243761 0031217 -.0739037 0119496 003855 0066219 1327837 -.0042468 0171923 -.0397953 0427762 0275673 -.0363624 xxi ROE - Mơ hình hồi quy OLS reg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF Source SS df MS Model Residual 727153181 1.36610595 298 080794798 004584248 Total 2.09325913 307 006818434 ROE Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 0466941 0433658 0688597 4640768 -.1687331 2064045 -3.278591 -.0022176 2101925 -.772433 Std Err .0314578 0053104 0180395 136656 0472933 0447319 1.384889 3459986 1071984 105811 t 1.48 8.17 3.82 3.40 -3.57 4.61 -2.37 -0.01 1.96 -7.30 Number of obs F(9, 298) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.139 0.000 0.000 0.001 0.000 0.000 0.019 0.995 0.051 0.000 = = = = = = 308 17.62 0.0000 0.3474 0.3277 06771 [95% Conf Interval] -.0152135 0329152 0333588 1951438 -.2618043 1183741 -6.003992 -.6831278 -.0007692 -.9806645 1086017 0538164 1043606 7330098 -.0756619 2944349 -.5531894 6786925 4211542 -.5642016 xxii ROE - Mơ hình hồi quy FEM xtreg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: maNH Number of obs Number of groups = = 308 28 R-sq: within = 0.3556 between = 0.3673 overall = 0.3199 Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 corr(u_i, Xb) F(9,271) Prob > F = -0.5061 Std Err t ROE Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 1162168 055902 0766949 3468485 -.1505472 2869494 -2.605195 1620033 4598662 -1.101833 0316674 0111075 0166036 1484475 0544407 0586094 1.603598 3010923 1120425 219593 sigma_u sigma_e rho 05015828 05658588 44000256 (fraction of variance due to u_i) 3.67 5.03 4.62 2.34 -2.77 4.90 -1.62 0.54 4.10 -5.02 F test that all u_i=0: F(27, 271) = 5.76 estimates store fixed2 P>|t| = = 0.000 0.000 0.000 0.020 0.006 0.000 0.105 0.591 0.000 0.000 16.62 0.0000 [95% Conf Interval] 0538715 0340341 0440065 0545915 -.2577277 1715617 -5.762289 -.4307741 2392817 -1.534158 1785621 0777698 1093834 6391055 -.0433666 402337 5518992 7547808 6804507 -.6695082 Prob > F = 0.0000 xxiii ROE - Mơ hình hồi quy REM xtreg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, re Random-effects GLS regression Group variable: maNH Number of obs Number of groups = = 308 28 R-sq: within = 0.3496 between = 0.3658 overall = 0.3358 Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) ROE Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 1017879 0421366 0701497 3137018 -.1756871 2866328 -3.382911 0355387 3399478 -.8011258 0307613 0070772 0162894 1375109 0499095 0500683 1.46052 2976075 1026277 140806 sigma_u sigma_e rho 03481641 05658588 27461328 (fraction of variance due to u_i) estimates store random2 Std Err z 3.31 5.95 4.31 2.28 -3.52 5.72 -2.32 0.12 3.31 -5.69 P>|z| 0.001 0.000 0.000 0.023 0.000 0.000 0.021 0.905 0.001 0.000 = = 154.09 0.0000 [95% Conf Interval] 0414967 0282656 0382231 0441854 -.2735078 1885006 -6.245477 -.5477613 1388012 -1.077101 162079 0560076 1020763 5832182 -.0778663 3847649 -.5203448 6188386 5410944 -.5251511 xxiv ROE - Kiểm định White phương sai sai số thay đổi cho OLS reg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF estat imtest,white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(54) Prob > chi2 = = 162.62 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 162.62 22.95 1.03 54 0.0000 0.0063 0.3095 Total 186.60 64 0.0000 ROE - Kiểm định Wald phương sai sai số thay đổi cho FEM xtreg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, fe xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (28) = Prob>chi2 = 530.59 0.0000 xxv ROE - Kiểm định Breusch and Pagan phương sai sai số thay đổi cho REM xtreg ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF, re xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[maNH,t] = Xb + u[maNH] + e[maNH,t] Estimated results: Var ROE e u Test: sd = sqrt(Var) 0068184 003202 0012122 0825738 0565859 0348164 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 99.17 0.0000 ROE - Kiểm định Hausman hausman fixed2 random2 Coefficients (b) (B) fixed2 random2 DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF 1162168 055902 0766949 3468485 -.1505472 2869494 -2.605195 1620033 4598662 1017879 0421366 0701497 3137018 -.1756871 2866328 -3.382911 0355387 3399478 (b-B) Difference 0144289 0137654 0065452 0331467 0251399 0003166 7777161 1264647 1199184 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0075208 0085609 0032148 0559234 0217449 0304668 6621248 045677 0449565 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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 24.87 Prob>chi2 = 0.0031 (V_b-V_B is not positive definite) xxvi ROE - kiểm định tự tương quan xtserial ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 27) = 17.451 Prob > F = 0.0003 ROE - Mơ hình hồi quy FGLS xtgls ROE DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF,panels(heteroskedastic) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROE Coef DGH QMO TDTT ATV TGKH VAY RRTD GDPG INF _cons 078301 0369735 0354044 4445961 -.0886761 1136634 -2.064705 2462705 1845966 -.6749191 estimates store roefinal 28 10 Std Err .0193866 005503 0105885 1205602 0379631 0440223 1.206841 1860966 0655859 1052202 (0.6011) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 4.04 6.72 3.34 3.69 -2.34 2.58 -1.71 1.32 2.81 -6.41 P>|z| 0.000 0.000 0.001 0.000 0.019 0.010 0.087 0.186 0.005 0.000 = = = = = 308 28 11 113.63 0.0000 [95% Conf Interval] 040304 0261879 0146514 2083024 -.1630825 0273812 -4.430069 -.1184722 0560506 -.8811469 1162979 0477592 0561574 6808898 -.0142697 1999455 3006599 6110132 3131425 -.4686913 xxvii Tổng hợp kết hồi quy ROA, ROE theo FGLS esttab roafinal roefinal (1) ROA (2) ROE DGH 0.00824*** (4.36) 0.0783*** (4.04) QMO 0.00287*** (5.72) 0.0370*** (6.72) TDTT 0.00460*** (4.46) 0.0354*** (3.34) ATV 0.108*** (8.48) 0.445*** (3.69) TGKH -0.0112** (-3.16) VAY 0.00920* (2.25) RRTD -0.234* (-2.36) -2.065 (-1.71) GDPG 0.00920 (0.54) 0.246 (1.32) INF _cons N -0.0887* (-2.34) 0.114** (2.58) 0.0153* (2.46) 0.185** (2.81) -0.0551*** (-5.76) -0.675*** (-6.41) 308 308 t statistics in parentheses * p