Tác động của thu nhập ngoài lãi đến hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại tại việt nam

i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH BÙI THANH QUANG TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ CHUYÊN NGÀNH: 8340201 Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2023 ii BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH BÙI THANH QUANG TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ CHUYÊN NGÀNH: 8340201 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2023 i LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng chưa công bố cơng trình khoa học khác Tác giả luận văn Bùi Thanh Quang ii LỜI CẢM ƠN Đề tài “Tác Động Của Thu Nhập Ngoài Lãi Đến Hiệu Quả Kinh Doanh Của Các Ngân Hàng Thương Mại Tại Việt Nam” hồn thành Trong q trình nghiên cứu, em nhận hướng dẫn nhiệt tình từ phía nhà trường Q Thầy Cơ Em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Khoa Sau đại học, trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh tận tình bảo tạo điều kiện để em hoàn thành đề tài nghiên cứu cách tốt Em xin cảm ơn TS Nguyễn Thị Như Quỳnh nhiệt tình hướng dẫn em trình thực đề tài nghiên cứu Trong trình thực nghiên cứu, em cố gắng nỗ lực nhiên khơng thể tránh khỏi sai sót Em mong nhận góp ý Q Thầy Cơ nhà trường để nghiên cứu em hoàn thiện Em xin chân thành cảm ơn! TP.HCM ngày … Tháng… năm 2023 iii TÓM TẮT LUẬN VĂN Tiêu đề: Tác động thu nhập lãi đến hiệu kinh doanh ngân hàng thương mại Việt Nam Tóm tắt: Gia tăng thêm nguồn thu nhập ngồi lãi xu hướng không NHTM nước mà NHTM giới hướng đến để đạt mục tiêu tối đa hóa giá trị tài sản cổ đông Liên quan đến chủ đề nghiên cứu, có nhiều nghiên cứu thực thi, song kết chưa có kết đồng Do vậy, nghiên cứu thực với mục tiêu nhằm phân tích tác động thu nhập ngồi lãi đến hiệu kinh doanh NHTM Nghiên cứu sử dụng tiêu tỷ lệ tổng thu nhập lãi tổng thu nhập hoạt động NHTM làm đại diện cho hoạt động thu nhập lãi; tiêu tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA) tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) làm đại diện cho hiệu kinh doanh NHTM Luận văn sử dụng mẫu liệu 28 ngân hàng giai đoạn từ năm 2008-2021 với kỹ thuật hồi quy liệu bảng gồm Pooled OLS, FEM, REM, GMM Kết nghiên cứu ra, thu nhập lãi động lực để NHTM gia tăng hiệu kinh doanh Ngoài ra, kết nghiên cứu yếu tố thuộc nội ngân hàng yếu tố thuộc kinh tế vĩ mơ có tác động đến hiệu kinh doanh NHTM Trong đó, yếu tố tác động tích cực đến hiệu kinh doanh NHTM gồm tỷ lệ cho vay tổng tài sản lạm phát CPI, quy mô NHTM tỷ lệ chi phí hoạt động thu nhập tác động ngược chiều đến yếu tố Đồng thời, nghiên cứu chưa tìm mối quan hệ yếu tố gồm tỷ lệ nợ xấu, tăng trưởng kinh tế GDP, đại dịch COVID-19 hiệu kinh doanh NHTM Việt Nam Từ khóa: thu nhập lãi, hiệu kinh doanh, NHTM, Việt Nam iv ABSTRACT Title: Impact of non-interest income on bank performance of commercial banks in Vietnam Abstract: Increasing non-interest income is a trend not only domestic commercial banks but also commercial banks in the world are aiming to achieve the goal of maximizing shareholders wealth Regarding the research topic, many studies have been conducted, but these results are still not consistent Therefore, this study was conducted with the aim to analyze the impact of non-interest income on the business performance of commercial banks in Vietnam The study uses the ratio of total non-interest income to total operating income to proxy for non-interest income activities; Return on assets (ROA) and return on equity (ROE) indicators represent the bank performance of commercial banks The thesis uses data samples of 28 banks in the period from 2008 to 2021 with panel data regression techniques including Pooled OLS, FEM, REM, GMM Research results have shown that non-interest income is the driving force for commercial banks to increase business efficiency In addition, the research results also show that the internal factors of the bank and the macroeconomic factors have an impact on the bank performance In particular, the factors that positively affect the business performance of commercial banks include the ratio of loans to total assets and CPI inflation, while the bank size and the ratio of operating cost to operating income have the negative effect to bank performance At the same time, the study has not found the relationship of factors including non-performance loan, GDP growth, COVID-19 pandemic and bank performance of Vietnamese commercial banks Key words: non-interest income, bank performance, commercial banks, Vietnam v DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT Từ viết tắt Nguyên nghĩa Tiếng Anh Nguyên nghĩa Tiếng Việt FEM Fixed Effect Models Mô hình tác động cố định ECB European Central Bank Ngân hàng Trung ương Châu Âu ESH Efficient Structure Hypothesis Lý thuyết cấu trúc hiệu GMM NPL Generalized Method of Moments Non-performing loan Phương pháp mô ment tổng quát Nợ xấu NHTM Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng Nhà nước ROA Return on Assets ROE Return on Equity REM Random Effect Models Tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu Mơ hình tác động ngẫu nhiên vi MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN .i LỜI CẢM ƠN…………………………………………………………………………ii TÓM TẮT LUẬN VĂN iii ABSTRACT iv DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT v MỤC LỤC vi DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ viii CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI 1.2 MỤC TIÊU VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 1.3 ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.4 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1.5 Ý NGHĨA VÀ ĐÓNG GÓP CỦA ĐỀ TÀI 1.6 BỐ CỤC NGHIÊN CỨU CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 2.1 TỔNG QUAN VỀ HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 2.1.1 Khái niệm Ngân hàng thương mại 2.1.2 Chức ngân hàng thương mại 2.1.3 Các hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 2.2 TỔNG QUAN VỀ THU NHẬP NGOÀI LÃI 12 2.2.1 Khái niệm thu nhập lãi 12 2.2.2 Cách đo lường thu nhập lãi 13 2.2.3 Vai trò thu nhập lãi .14 2.3 TỔNG QUAN VỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA NGÂN HÀNG 16 2.3.1 Khái niệm hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng 16 vii 2.3.2 Các lý thuyết hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng 17 2.3.3 Đo lường hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng 19 2.4 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 21 KẾT LUẬN CHƯƠNG 33 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 36 3.1 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .36 3.2 MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 37 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu 37 3.2.2 Các biến mơ hình nghiên cứu phát triển giả thuyết nghiên cứu .38 3.3 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 45 KẾT LUẬN CHƯƠNG 47 CHƯƠNG PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .67 4.1 THỐNG KÊ MÔ TẢ 67 4.2 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 67 4.3 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 67 TÓM TẮT CHƯƠNG 67 CHƯƠNG KẾT LUẬN .67 5.1 KẾT LUẬN 67 5.2 HÀM Ý CHÍNH SÁCH 67 5.3 HẠN CHẾ NGHIÊN CỨU VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO .67 PHỤ LỤC 72 viii DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ Hình 3.1: Quy trình nghiên cứu 37 Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu nước chủ đề nghiên cứu 23 Bảng 2.2 Tóm tắt nghiên cứu nước ngồi chủ đề nghiên cứu 28 Bảng 3.1 Định nghĩa biến mơ hình nghiên cứu 43 Bảng 3.2 Danh sách NHTM mẫu nghiên cứu 45 Bảng 4.1 Thống kê biến mơ hình nghiên cứu 67 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan biến mơ hình nghiên cứu 67 Bảng 4.3 Hệ số VIF biến mơ hình nghiên cứu .67 Bảng 4.4 Kết ước lượng mơ hình nghiên cứu biến phụ thuộc ROA .67 Bảng 4.5 Kết ước lượng mơ hình nghiên cứu biến phụ thuộc ROE .67 Bảng 4.6 Kết ước lượng phương pháp SGMM mô hình nghiên cứu 67 Bảng 4.7 Tóm tắt kết nghiên cứu 67 70 20 Hamdi, H., Hakimi, A., & Zaghdoudi, K (2017) Diversification, bank performance and risk: have Tunisian banks adopted the new business model? Financial innovation, 3(1), 1-25 21 Isshaq, Z., Amoah, B., & Appiah-Gyamerah, I (2019) Non-interest income, risk and bank performance Global Business Review, 20(3), 595-612 22 Lee, C.-C., Yang, S.-J., & Chang, C.-H (2014) Non-interest income, profitability, and risk in banking industry: A cross-country analysis The North American Journal of Economics and Finance, 27, 48-67 23 Lepetit, L., Nys, E., Rous, P., & Tarazi, A (2008) Bank income structure and risk: An empirical analysis of European banks Journal of banking & finance, 32(8), 1452-1467 24 Mercieca, S., Schaeck, K., & Wolfe, S (2007) Small European banks: Benefits from diversification? Journal of Banking & Finance, 31(7), 1975-1998 25 Meslier, C., Tacneng, R., & Tarazi, A (2014) Is bank income diversification beneficial? Evidence from an emerging economy Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 31, 97-126 26 Ongore, V O., & Kusa, G B (2013) Determinants of financial performance of commercial banks in Kenya International journal of economics and financial issues, 3(1), 237-252 27 Park, B., Park, J., & Chae, J (2019) Non-interest income and bank performance during the financial crisis Applied Economics Letters, 26(20), 1683-1688 28 Phan, T T H., Pham, A H T., Le, H A., & Lam, T B N (2023) The Impact of Non-Interest Income on the Performance of Commercial Banks in the ASEAN Region Journal of Risk and Financial Management, 16(1), 18 29 Riordan, M H., & Williamson, O E (1985) Asset specificity and economic organization International Journal of Industrial Organization, 3(4), 365-378 Rose, P (1998) Commercial bank management 71 30 San, O T., & Heng, T B (2013) Factors affecting the profitability of Malaysian commercial banks African Journal of Business Management, 7(8), 649-660 31 Sanya, S., & Wolfe, S (2011) Can banks in emerging economies benefit from revenue diversification? Journal of Financial Services Research, 40(1-2), 79101 32 Stiroh, K J (2004) Diversification in banking: Is noninterest income the answer? Journal of Money, Credit, and Banking, 36(5), 853-882 33 Thong, T Q (2012) The SCP paradigm-the case of Vietnam State-owned banks Development and Policies Research Center (DEPOCEN), Vietnam Working Paper(25) 72 PHỤ LỤC PHỤ LỤC THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH Variable Obs Mean roa roe noninc banksize lta 347 347 347 347 347 009176 1021747 1996086 18.37805 5603615 cir gdp cpi dummy npl 347 347 347 347 347 5103241 0586898 0678258 1354467 0211482 Std Dev Min Max 0065346 0683047 1475698 1.284368 130501 0000135 0002843 -.5516108 14.69872 1139039 0475236 3362663 8005022 21.28954 8516832 1414014 0137429 0621189 3426942 0138752 225069 0258892 006312 0000195 9273794 072 2311545 126067 73 roa roe noninc banksize lta cir npl roa 1.0000 roe 0.7606 0.0000 1.0000 noninc 0.1301 0.0153 0.1380 0.0100 1.0000 banksize 0.0710 0.1870 0.4675 0.0000 0.1889 0.0004 1.0000 lta 0.0184 0.7333 0.0838 0.1194 -0.0150 0.7809 0.2626 0.0000 1.0000 cir -0.7144 0.0000 -0.6984 0.0000 -0.1932 0.0003 -0.2789 0.0000 -0.0709 0.1875 1.0000 npl -0.1685 0.0016 -0.2630 0.0000 0.0932 0.0829 -0.1563 0.0035 -0.0747 0.1650 0.2015 0.0002 1.0000 gdp -0.1776 0.0009 -0.1662 0.0019 -0.1076 0.0452 -0.0715 0.1838 -0.0500 0.3530 0.2005 0.0002 -0.0091 0.8656 cpi 0.1713 0.0014 0.0422 0.4327 -0.1347 0.0120 -0.4017 0.0000 -0.2919 0.0000 -0.0809 0.1325 0.0774 0.1505 dummy 0.1368 0.0107 0.1964 0.0002 0.1269 0.0181 0.2628 0.0000 0.1967 0.0002 -0.1933 0.0003 -0.0728 0.1759 gdp cpi dummy gdp 1.0000 cpi 0.0306 0.5699 1.0000 dummy -0.8965 0.0000 -0.2724 0.0000 1.0000 74 Variable VIF 1/VIF dummy gdp cpi banksize cir lta noninc npl 8.52 7.70 1.61 1.50 1.27 1.18 1.11 1.11 0.117317 0.129799 0.620852 0.667817 0.787535 0.848152 0.897874 0.902939 Mean VIF 3.00 75 PHỤ LỤC Kết ước lượng mơ hình biến phụ thuộc ROA Source SS df MS Model Residual 007925266 006849429 338 000990658 000020265 Total 014774695 346 000042701 roa Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0011092 -.000607 0007017 -.0331042 -.0229707 -.0081443 0089208 0005324 0368982 Std Err .0017307 0002306 0020136 0019286 0183553 0488783 0049444 0020618 0050704 t 0.64 -2.63 0.35 -17.16 -1.25 -0.17 1.80 0.26 7.28 Number of obs F(8, 338) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.522 0.009 0.728 0.000 0.212 0.868 0.072 0.796 0.000 = = = = = = 347 48.89 0.0000 0.5364 0.5254 0045 [95% Conf Interval] -.0022952 -.0010606 -.0032591 -.0368977 -.0590757 -.1042882 -.0008049 -.0035231 0269246 0045135 -.0001535 0046625 -.0293106 0131343 0879996 0186465 004588 0468718 76 Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 347 28 R-sq: within = 0.5556 between = 0.2674 overall = 0.4613 Obs per group: = avg = max = 12.4 14 corr(u_i, Xb) F(8,311) Prob > F = -0.3438 Std Err t roa Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0045417 0011168 004311 -.0327789 -.0148159 -.1083675 0195291 -.0047342 0080475 0017041 000523 0024317 0019567 0169419 0499555 0048801 0022829 0084963 sigma_u sigma_e rho 00380627 00382298 49780911 (fraction of variance due to u_i) 2.67 2.14 1.77 -16.75 -0.87 -2.17 4.00 -2.07 0.95 F test that all u_i=0: F(27, 311) = 5.84 P>|t| = = 0.008 0.034 0.077 0.000 0.383 0.031 0.000 0.039 0.344 48.61 0.0000 [95% Conf Interval] 0011887 0000876 -.0004736 -.0366289 -.0481513 -.2066611 009927 -.0092261 -.00867 0078946 0021459 0090957 -.028929 0185194 -.010074 0291312 -.0002423 0247649 Prob > F = 0.0000 77 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 347 28 R-sq: within = 0.5490 between = 0.3083 overall = 0.5185 Obs per group: = avg = max = 12.4 14 = = 391.06 0.0000 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] roa Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0031095 0000667 0034907 -.0322577 -.0160808 -.0508808 0139724 -.0017643 0242632 0016682 000357 0022687 0019132 0168679 045836 0045582 0020025 0062949 sigma_u sigma_e rho 00230982 00382298 26742648 (fraction of variance due to u_i) 1.86 0.19 1.54 -16.86 -0.95 -1.11 3.07 -0.88 3.85 0.062 0.852 0.124 0.000 0.340 0.267 0.002 0.378 0.000 -.00016 -.000633 -.0009558 -.0360075 -.0491413 -.1407178 0050386 -.0056891 0119254 006379 0007665 0079372 -.0285078 0169797 0389561 0229063 0021605 036601 78 hausman fem1 rem1 Coefficients (b) (B) fem1 rem1 noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy 0045417 0011168 004311 -.0327789 -.0148159 -.1083675 0195291 -.0047342 0031095 0000667 0034907 -.0322577 -.0160808 -.0508808 0139724 -.0017643 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0014322 00105 0008203 -.0005212 0012649 -.0574867 0055567 -.0029699 0003479 0003822 0008753 0004099 0015822 0198649 001743 0010962 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) = 11.63 Prob>chi2 = 0.1686 (V_b-V_B is not positive definite) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var roa e u Test: sd = sqrt(Var) 0000427 0000146 5.34e-06 0065346 003823 0023098 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 96.65 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 14.740 Prob > F = 0.0007 79 PHỤ LỤC Kết ước lượng mô hình biến phụ thuộc ROE Source SS df MS Model Residual 961867634 652408182 338 120233454 001930202 Total 1.61427582 346 004665537 roe Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons -.006109 0189861 -.0089185 -.2719887 -.5218583 -.2373295 153107 -.0027656 -.086779 Std Err .0168911 0022503 0196523 0188224 1791406 4770328 0482554 0201222 0494854 t -0.36 8.44 -0.45 -14.45 -2.91 -0.50 3.17 -0.14 -1.75 Number of obs F(8, 338) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.718 0.000 0.650 0.000 0.004 0.619 0.002 0.891 0.080 = = = = = = 347 62.29 0.0000 0.5959 0.5863 04393 [95% Conf Interval] -.0393339 0145597 -.0475747 -.3090125 -.8742291 -1.175657 0581883 -.0423462 -.1841172 0271159 0234126 0297376 -.2349649 -.1694875 7009975 2480256 036815 0105591 80 Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 347 28 R-sq: within = 0.5247 between = 0.6003 overall = 0.5543 Obs per group: = avg = max = 12.4 14 corr(u_i, Xb) F(8,311) Prob > F = -0.5532 Std Err t roe Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0286505 0373943 0383178 -.2759493 -.3827239 -1.284989 2711149 -.0592355 -.3982826 0168772 0051803 0240838 019379 1677954 4947668 0483329 0226104 0841483 sigma_u sigma_e rho 0366055 03786338 48311347 (fraction of variance due to u_i) 1.70 7.22 1.59 -14.24 -2.28 -2.60 5.61 -2.62 -4.73 F test that all u_i=0: F(27, 311) = 5.34 P>|t| = = 0.091 0.000 0.113 0.000 0.023 0.010 0.000 0.009 0.000 42.91 0.0000 [95% Conf Interval] -.0045574 0272014 -.0090699 -.3140797 -.7128817 -2.258503 1760141 -.1037241 -.5638546 0618584 0475872 0857055 -.2378188 -.052566 -.3114755 3662157 -.0147468 -.2327106 Prob > F = 0.0000 81 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 347 28 R-sq: within = 0.5149 between = 0.6156 overall = 0.5859 Obs per group: = avg = max = 12.4 14 = = 383.40 0.0000 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] roe Coef noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0118137 024544 0228173 -.2688559 -.3996194 -.576099 2001445 -.021748 -.1965008 0165077 0033563 02222 0189163 1675586 4519757 045045 0196475 0601481 sigma_u sigma_e rho 02000494 03786338 21823018 (fraction of variance due to u_i) 0.72 7.31 1.03 -14.21 -2.38 -1.27 4.44 -1.11 -3.27 0.474 0.000 0.304 0.000 0.017 0.202 0.000 0.268 0.001 -.0205408 0179658 -.0207331 -.3059312 -.7280281 -1.461955 1118578 -.0602564 -.314389 0441683 0311223 0663676 -.2317805 -.0712106 3097571 2884311 0167603 -.0786127 82 Coefficients (B) (b) rem2 fem2 noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy 0286505 0373943 0383178 -.2759493 -.3827239 -1.284989 2711149 -.0592355 0118137 024544 0228173 -.2688559 -.3996194 -.576099 2001445 -.021748 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0168368 0128503 0155006 -.0070934 0168955 -.7088902 0709704 -.0374874 003512 003946 0092898 0042091 0089125 2012764 0175219 0111896 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) 28.90 = 0.0003 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (28) = Prob>chi2 = 778.92 0.0000 xtserial roe noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 66.025 Prob > F = 0.0000 83 PHỤ LỤC KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG BẰNG PHƯƠNG PHÁP SGMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 26 F(9, 26) = 10005.78 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max roa Coef Std Err roa L1 .4192657 0759695 noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons 0149331 -.0013218 0235665 -.0288577 0667542 0427643 0271397 0012358 0226701 0015541 0003988 0056579 0037066 0277017 0442728 0047952 0019523 0102675 t = = = = = 308 27 11.41 13 P>|t| [95% Conf Interval] 5.52 0.000 2631082 5754232 9.61 -3.31 4.17 -7.79 2.41 0.97 5.66 0.63 2.21 0.000 0.003 0.000 0.000 0.023 0.343 0.000 0.532 0.036 0117386 -.0021414 0119365 -.0364767 0098125 -.0482398 0172829 -.0027773 0015649 0181275 -.0005021 0351966 -.0212387 1236959 1337683 0369964 0052489 0437753 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.banksize GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L2.roa L2.npl) collapsed Instruments for levels equation Standard banksize _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L2.roa L2.npl) collapsed 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 -1.74 0.33 overid restrictions: chi2(16) = 11.13 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 15.16 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.081 0.745 Prob > chi2 = 0.802 Prob > chi2 = 0.513 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(14) = 13.33 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.83 Prob > iv(banksize) Hansen test excluding group: chi2(15) = 14.26 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.90 Prob > chi2 = chi2 = 0.501 0.400 chi2 = chi2 = 0.506 0.343 84 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 35 F(9, 26) = 341.30 Prob > F = 0.000 roe Coef roe L1 noninc banksize lta cir npl gdp cpi dummy _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 308 27 11.41 13 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 3080873 0769662 4.00 0.000 1498811 4662936 1810365 0047828 1943343 -.2934527 3228291 1226545 271993 0090267 -.0410586 0299511 0051284 0806299 0463706 3672713 3334755 0577244 0164842 0872989 6.04 0.93 2.41 -6.33 0.88 0.37 4.71 0.55 -0.47 0.000 0.360 0.023 0.000 0.387 0.716 0.000 0.589 0.642 1194711 -.0057588 0285971 -.3887689 -.4321077 -.5628142 1533388 -.024857 -.2205041 2426019 0153245 3600714 -.1981366 1.077766 8081232 3906473 0429103 1383869 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.banksize GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.roe L2.roe L3.roe) collapsed Instruments for levels equation Standard banksize _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.roe L2.roe L3.roe) collapsed 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 -2.84 -1.56 overid restrictions: chi2(25) = 32.30 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(25) = 13.13 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.005 0.119 Prob > chi2 = 0.150 Prob > chi2 = 0.975 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(22) = 12.55 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 0.57 Prob > iv(banksize) Hansen test excluding group: chi2(24) = 19.40 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = -6.27 Prob > chi2 = chi2 = 0.945 0.902 chi2 = chi2 = 0.730 1.000