Luận văn thạc sỹ tác động của thanh khoản đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại việt nam

iii TÓM TẮT Tiêu đề Tác động khoản đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam Tóm tắt Với mục đích nghiên cứu " Tác động khoản đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam", luận văn kế thừa nghiên cứu Diamond Rajan (2005), Lartey, V C., Antwi, S., & Boadi, E K (2013), Ongore Kus (2013), Pradhan, P., Shyam, R., & Shrestha, R (2016), Abbas, F., Iqbal, S., & Aziz, B (2019), Pak, O (2020), Vũ Hữu Thành, Nguyễn Thị Ánh Như Phạm Thị Thu Phương (2016), Lê Đồng Duy Trung (2020), Tăng Mỹ Sang (2020) Bằng việc thu thập liệu bảng 27 NHTM giai đoạn 2010 – 2021, sử dụng phần mềm xử lý số liệu Stata 17 với mơ hình hồi quy theo Pooled OLS, FEM, REM xử lý khuyết tật mơ hình FEM, REM GLS Theo kết nghiên cứu, với biến phụ thuộc ROA có kết cuối cho thấy có ba yếu tố CARit, LDRit, QIRit có tác động chiều đến ROAit, yếu tố LIRit có ý nghĩa thống kê tác động ngược chiều đến đến ROAit NHTM Việt Nam Với biến phụ thuộc ROEit có kết cuối cho thấy có hai yếu tố LDRit, CPIt có tác động chiều đến ROEit, hai yếu tố CARit LIRit có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến ROEit NHTM Việt Nam Kết với biến NIM cho thấy có ba yếu tố CARit, LDRit, CPIt có ý nghĩa thống kê có tác động chiều đến NIMit NHTM Việt Nam Với số liệu nghiên cứu này, tác giả chưa tìm thấy có chứng thống kê cho thấy biến Period ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến KNSL NHTMCP Việt Nam Dựa kết nghiên cứu, tác giả đề xuất số hàm ý sách việc đảm bảo gia tăng khoản nhằm đem lại hiệu hoạt động NHTM Việt Nam, NHNN Chính phủ Việt Nam Từ khóa Thanh khoản, ROA, ROE, NIM, NHTM iv ABSTRACT Title Impact of liquidity on profitability of Vietnamese commercial banks Abstract In order to build a research model "Impact of liquidity on profitability of Vietnamese commercial banks", the author summarizes and inherits previous studies such as Diamond Rajan (2005), Lartey, V C., Antwi, S., & Boadi, E K (2013), Ongore and Kus (2013), Pradhan, P., Shyam, R., & Shrestha, R (2016), Abbas, F., Iqbal, S., & Aziz, B (2019), Pak, O (2020), Vu Huu Thanh, Nguyen Thi Anh Nhu and Pham Thi Thu Phuong (2016), Le Dong Duy Trung (2020), Tang My Sang (2020) In this study, the author collects panel data of 27 commercial banks in the period 2010 - 2021 The data is analyzed by Stata 17 software with regression models according to Pooled OLS, FEM, and REM and processed the defects of FEM, REM models by GLS According to the research results, with the dependent variable ROA, the final results show that there are three factors: CARit, LDRit, QIRit have a positive impact on ROAit, and one factor LIRit has a negative and significant effect statistical significance to ROAit of Vietnamese commercial banks With the dependent variable ROEit, the final results show that there are two factors, LDRit, CPIt, which have a positive effect on ROEit, and two factors, CARit and LIRit, have a negative and statistically significant effect on ROEit of Vietnamese commercial banks With the dependent variable NIM, the final results show that there are three factors, namely CARit, LDRit, CPIt, which have a positive and statistically significant impact on NIMit of Vietnamese commercial banks With the data set during this study, the author has not found any statistical evidence that the phase variable has a statistically significant influence on the profitability of Vietnamese joint stock commercial banks Based on the characteristics of each factor, the author also proposes policy implications for ensuring and increasing liquidity in order to bring about operational efficiency of Vietnamese commercial banks, as well as for the State Bank of Vietnam and the Government of Vietnam Keywords: Liquidity, ROA, ROE, NIM, Commercial banks v DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT STT Từ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội FEM Fixed Effect Model Mơ hình tác động cố định INF Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng KNSL Khả sinh lời NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTW Ngân hàng trung ương NIM Net Interest Margin 11 Pooled OLS Pooled Ordinary Least Squares Mơ hình hồi quy gộp theo phương Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên pháp ước lượng bình phương tối thiểu thơng thường 12 REM Random Effects Model Mơ hình tác động ngẫu nhiên 14 ROA Return On Asset Tỷ suất sinh lời tổng tài sản 15 ROE Return On Equity Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu 16 TCTD Tổ chức tín dụng 17 TMCP Thương mại cổ phần 18 TSSL Tỷ suất sinh lợi 20 VAMC 21 VSCH 22 WB VietNam Asset Management Công ty quản lý tài sản tổ chức Company tín dụng Việt Nam Vốn chủ sở hữu World Bank Ngân hàng giới vi DANH MỤC BẢNG VÀ HÌNH Bảng 3.1 Diễn giải biến đo lường 31 Bảng 2.1Tổng hợp nghiên cứu có liên quan 20 Bảng 4.1 Kết thống kê mô tả 36 Bảng 4.2: Bảng ma trận tương quan biến độc lập 38 Bảng 4.3 Kết hồi qui mơ hình Pooled OLS, FEM REM theo ROA 39 Bảng 4.4 Hồi quy mơ hình REM biến ROA lần lần 41 Bảng 4.5 Kiểm định đa cộng tuyến biến mơ hình REM biến ROA .42 Bảng 4.6 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc ROAit GLS lần lần 42 Bảng 4.7 Thứ tự tác động biến độc lập đến ROA 43 Bảng 4.8 Kết hồi qui mơ hình Pooled OLS, FEM REM theo ROE .44 Bảng 4.9 Hồi quy mơ hình FEM biến ROE .46 Bảng 4.10 Kiểm định đa cộng tuyến biến mơ hình FEM biến ROEit 46 Bảng 4.11 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc ROE GLS lần 47 Bảng 4.12 Thứ tự tác động biến độc lập tác động đến ROE 48 Bảng 4.13 Kết hồi qui mô hình Pooled OLS, FEM REM theo NIM .48 Bảng 4.14 Hồi quy mơ hình FEM biến NIM lần lần 50 Bảng 4.15 Kiểm định đa cộng tuyến biến mơ hình FEM biến NIM 51 Bảng 4.16 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc NIMit GLS lần lần 51 Bảng 4.17 Thứ tự tác động biến độc lập .52 Bảng 4.18 Tóm tắt kết tác động biến độc lập đến ROA 53 Bảng 4.20: Tóm tắt kết tác động biến độc lập đến ROE 56 Bảng 4.21 Bảng tổng hợp kết cuối nghiên cứu .58 vii MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN .i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii ABSTRACT iv DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT v DANH MỤC BẢNG VÀ HÌNH vi MỤC LỤC vii CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU .1 Tính cấp thiết đề tài Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu tổng quát 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Câu hỏi nghiên cứu .3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Đóng góp đề tài Kết cấu luận văn .5 Kết luận chương CHƯƠNG TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC .6 Các khái niệm 2.1.1 Thanh khoản .6 2.1.2 Khả sinh lời Các tiêu đo lường khoản khả sinh lời ngân hàng thương mại 11 2.2.1 Các tiêu đo lường khoản 11 2.2.2 Các tiêu đo lường khả sinh lời 13 Ảnh hưởng khoản đến khả sinh lời 15 Các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan .16 2.4.1 Các nghiên cứu nước 16 2.4.2 Các nghiên cứu nước .19 viii Kết luận chương 24 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 25 Giả thiết nghiên cứu .25 Mô tả biến mơ hình nghiên cứu .30 3.3.1 Biến phụ thuộc 30 3.3.2 Biến độc lập 31 Phương pháp ước lượng 32 Kết luận chương 35 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 36 Phân tích thống kê mô tả 36 Phân tích tương quan 38 Kết định lượng mơ hình với biến phụ thuộc ROA 39 4.3.1 Kết lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM REM .39 4.3.2 Kết hồi quy mơ hình REM theo ROA 41 4.3.3 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc ROAit GLS 42 Kết định lượng mơ hình với biến phụ thuộc ROE 44 4.4.1 Kết lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM REM .44 4.4.2 Kết hồi quy mô hình FEM theo biến ROE 45 4.4.3 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc ROE GLS 47 Kết định lượng mơ hình với biến phụ thuộc NIM 48 4.5.1 Kết lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM REM theo NIM 48 4.5.2 Kết hồi quy mơ hình FEM theo biến NIM 50 4.5.3 Hiệu chỉnh mơ hình biến phụ thuộc NIM GLS 51 Thảo luận kết hồi quy 52 4.6.1 Đối với biến phụ thuộc ROA 52 4.6.2 Đối với biến phụ thuộc ROE 54 4.6.3 Đối với biến phụ thuộc NIM 56 Kết luận chương 59 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 60 Kết luận 60 Hàm ý sách 61 ix 5.2.1 Đối với ngân hàng thương mại 61 5.2.2 Khuyến nghị Ngân hàng Nhà nước 65 Những điểm hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu 65 Kết luận chương 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO I PHỤ LỤC V CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU Tính cấp thiết đề tài Tại quốc gia, hệ thống ngân hàng xem trụ cột phát triển điều hành kinh tế, đơi cịn ví mạch máu kinh tế quốc gia Hệ thống ngân hàng có vai trị trung gian tài có vai trị trung gian, luân chuyển thường xuyên chủ thể Mức độ ln chuyển nguồn vốn tính sẵn có nguồn vốn lại phụ thuộc vào khoản hệ thống ngân hàng ngân hàng nói chung nói riêng (Vũ Hữu Thành, Nguyễn Thị Ánh Như Phạm Thị Thu Phương, 2016) Hiệu hoạt động (HQHĐ) ngân hàng thể khả sinh lời ( KNSL) tài sản ngân hàng Đối với doanh nghiệp, hoạt động kinh doanh doanh nghiệp hiệu KNSL cao ngân hàng không ngoại lệ Thực tế, hoạt động kinh doanh ngân hàng, việc nghiên cứu xem xét yếu tố tác động đến KNSL ngân hàng nhà nghiên cứu, nhà quản trị ngân hàng giới Việt Nam dành quan tâm đáng kể Hầu hết nghiên cứu đưa hàng loạt yếu tố ảnh hưởng đến KNSL NHTM, phải kể đến yếu tố khoản Do đó, lĩnh vực ngân hàng việc nghiên cứu xem xét nhân tố ảnh hưởng đến khả sinh lời ngân hàng chủ đề nhà nghiên cứu quản trị ngân hàng giới Việt Nam quan tâm đáng kể Kết chung nghiên cứu đưa hàng loạt yếu tố ảnh hưởng đến KNSL NHTM, phải kể đến yếu tố khoản Thực tế cho thấy qua khủng hoảng kinh tế giới có ẩn chứa nguyên nhân sâu xa, xuất phát từ việc ngân hàng bị giảm khả tốn khơng đáp ứng nhu cầu rút tiền lớn khách hàng hay nói ngân hàng bị khoản Bởi vì, khoản ngân hàng khơng đáp ứng cho hoạt động ngân hàng có hiệu mà cịn kênh ln chuyển nguồn vốn chủ thể kinh tế Vậy NHTM lựa chọn việc đảm bảo khoản để tránh nguy dẫn đến khủng hoảng liệu có ảnh hưởng đến KNSL HĐKD hay không câu hỏi đặt nhà quản trị ngân hàng Như đề cập phần trên, có nhiều nghiên cứu nước yếu tố ảnh hưởng đến KNSL NHTM Một yếu tố khoản ngân hàng Cụ thể kể đến nghiên cứu Diamond Rajan (2005), Lartey Boadi, (2013), Ongore Kus (2013), Pradhan ctg, (2016), Abbas Aziz, (2019), Pak, O (2020), Vũ Hữu Thành, Nguyễn Thị Ánh Như Phạm Thị Thu Phương (2016), Lê Đồng Duy Trung (2020), Tăng Mỹ Sang (2020) Đặc biệt, có nhiều nghiên cứu mối tương quan ngược chiều khoản KNSL ngân hàng nghiên Wasiuzzaman (2015), Pak, O (2020) Ở Việt Nam, thấy đa phần nghiên cứu hệ thống NHTM Việt Nam thực phạm vi phân tích yếu tố ảnh hưởng đến KNSL Các nghiên cứu mức độ ảnh hưởng khoản đến KNSL NHTM Nguyễn Việt Hùng (2008), Vũ Hữu Thành, Nguyễn Thị Ánh Như Phạm Thị Thu Phương (2016), Lê Đồng Duy Trung (2020), Tăng Mỹ Sang (2020) Do việc nghiên cứu thực giai đoạn khác nhau, chưa cập nhật giai đoạn sau (năm 2020 2021), đặc biệt giai đoạn 2020 năm 2021, giai đoạn có nhiều biến động tình hình kinh tế ngồi nước dịch bệnh xung đột vũ trang giới Vì vậy, tác giả nhận thấy bối cảnh mới, tình hình cần thiết phải nghiên cứu vấn đề khoản ngân hàng với số liệu cập nhật để xem xét mối tương quan khoản với KNSL hệ thống NHTM Vì vậy, với mong muốn đưa tìm hiểu thêm tác động khoản KNSL hệ thống NHTM Việt Nam, tác giả chọn đề tài: “Tác động khoản đến khả sinh lời hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam” Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu tổng quát Mục tiêu nghiên cứu đề tài đánh giá tác động khoản đến KNSL NHTM Việt Nam 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Xác định mức độ tác động khoản đến KNSL hệ thống NHTM Việt Nam Đề xuất số hàm ý sách nhằm nâng cao tính khoản NHTM Việt Nam, từ nâng cao KNSL ngân hàng Câu hỏi nghiên cứu Từ mục tiêu nghiên cứu trên, luận văn tập trung để trả lời câu hỏi sau đây: - Khả khoản có tác động đến lợi nhuận NHTM hay không? Mức độ tác động chiều hướng tác động khoản đến KNSL sao? - Những khuyến nghị nhằm nâng cao tính khoản NHTM Việt Nam, từ nâng cao KNSL ngân hàng ? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Tác động khoản ngân hàng đến KNSL hệ thống NHTM Việt Nam Phạm vi không gian: Luận văn sử dụng liệu tổng hợp báo cáo tài 27 NHTM Việt Nam, số liệu thứ cấp Phạm vi thời gian: Số liệu thu thập dựa Báo cáo tài hợp 27 NHTM Việt Nam từ năm 2010 đến năm 2021 Đây khoảng thời gian đủ dài để có số quan sát cần thiết, làm tăng mức độ tin cậy phương pháp thống kê sử dụng Phương pháp nghiên cứu Luận văn sử dụng phương pháp định lượng để xác định mức độ tác động khoản đến KNSL NHTM xvi R-squared: Within = 0.4594 Between = 0.0299 Overall = 0.0702 Obs per group: = avg = max = corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 8.9 12 141.02 0.0000 -ROAit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 0613329 0139408 4.40 0.000 0340094 0886565 LDRit | 0260582 0046065 5.66 0.000 0170298 0350867 LIRit | -.0386986 0071184 -5.44 0.000 -.0526503 -.0247468 QIRit | 0206982 0051921 3.99 0.000 0105219 0308745 GDPit | -.0005712 0003762 -1.52 0.129 -.0013086 0001662 CPIit | 0001355 0000907 1.49 0.135 -.0000422 0003132 Period | 000246 0016977 0.14 0.885 -.0030815 0035734 _cons | 0006528 0057157 0.11 0.909 -.0105498 0118555 -+ -sigma_u | 00416907 sigma_e | 0036831 rho | 56165454 (fraction of variance due to u_i) Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.4259 Between = 0.0352 Overall = 0.0397 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(4) Prob > chi2 = = 126.19 0.0000 -ROAit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 0692757 0137905 5.02 0.000 0422469 0963046 LDRit | 0300681 004396 6.84 0.000 021452 0386841 LIRit | -.0491099 0062591 -7.85 0.000 -.0613776 -.0368422 QIRit | 0211302 0050854 4.16 0.000 011163 0310973 _cons | 0030097 0048755 0.62 0.537 -.0065462 0125655 -+ -sigma_u | 00486354 sigma_e | 00378393 rho | 62293026 (fraction of variance due to u_i) - * Kiểm định phương sai sai số thay đổi rem Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROAit[ID,t] = Xb + u[ID] + e[ID,t] Estimated results: | Var SD = sqrt(Var) -+ - xvii ROAit | e | u | 0000424 0000143 0000237 006512 0037839 0048635 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 206.85 0.0000 * Kiểm định tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 37.221 Prob > F = 0.0000 * Kiểm định đa cộng tuyến biến (obs=241) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -ROAit 1.06 1.03 0.9407 0.0593 CARit 1.32 1.15 0.7567 0.2433 LDRit 1.33 1.15 0.7501 0.2499 LIRit 1.84 1.36 0.5421 0.4579 QIRit 1.68 1.30 0.5954 0.4046 -Mean VIF 1.45 Cond Eigenval Index 5.5678 1.0000 0.3130 4.2176 0.0955 7.6344 0.0175 17.8155 0.0036 39.0657 0.0025 47.4620 Condition Number 47.4620 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.4278 * Hiệu chỉnh mơ hình GLS 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 = 27 (0.6725) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = 241 27 = = = 8.925926 12 xviii Wald chi2(6) Prob > chi2 = = 61.61 0.0000 -ROAit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 0516301 013766 3.75 0.000 0246492 0786111 LDRit | 0128787 0036366 3.54 0.000 0057511 0200064 LIRit | -.0311648 0048834 -6.38 0.000 -.0407361 -.0215934 QIRit | 0068864 0034396 2.00 0.045 0001449 013628 GDPit | -.0004231 0003481 -1.22 0.224 -.0011054 0002593 Period | -.0013366 00152 -0.88 0.379 -.0043156 0016425 _cons | 0175721 0045778 3.84 0.000 0085998 0265443 - * Loại GDP, Period, hiệu chỉnh mơ hình GLSlần 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 = 27 (0.7531) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(4) Prob > chi2 = = 241 27 = = = = = 8.925926 12 61.80 0.0000 -ROAit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 0568629 0134021 4.24 0.000 0305954 0831305 LDRit | 012138 0036656 3.31 0.001 0049535 0193225 LIRit | -.0307729 0047111 -6.53 0.000 -.0400064 -.0215394 QIRit | 0066807 0032363 2.06 0.039 0003377 0130238 _cons | 0148324 0036747 4.04 0.000 0076302 0220346 * Hồi quy ROE * Hồi quy OLS Source | SS df MS #NAME? Model | 150790461 021541494 Residual | 1.04434671 233 004482175 -+ -Total | 1.19513717 240 004979738 Number of obs = 241 Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = 0.0000 0.1262 0.0999 06695 -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | -.4747933 1614032 -2.94 0.004 -.7927895 -.1567972 LDRit | 0990487 051594 1.92 0.056 -.0026016 200699 xix LIRit | 0058051 0860111 0.07 0.946 -.1636538 175264 QIRit | -.0003012 0683092 -0.00 0.996 -.1348839 1342815 GDPit | -.012695 0059012 -2.15 0.032 -.0243216 -.0010685 CPIit | 0042182 001295 3.26 0.001 0016667 0067697 Period | -.0263958 026245 -1.01 0.316 -.0781037 025312 _cons | 1431852 0762467 1.88 0.062 -.0070359 2934062 * Mô hình rem Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.2888 Between = 0.0127 Overall = 0.0631 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 68.55 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | -.4027883 1620366 -2.49 0.013 -.7203741 -.0852024 LDRit | 2775501 053588 5.18 0.000 1725195 3825807 LIRit | -.3376201 0831251 -4.06 0.000 -.5005422 -.1746979 QIRit | 1466213 0609578 2.41 0.016 0271462 2660964 GDPit | -.0044054 0044452 -0.99 0.322 -.0131178 0043069 CPIit | 0030946 0010655 2.90 0.004 0010061 005183 Period | 006401 0200536 0.32 0.750 -.0329033 0457053 _cons | 1088219 0669711 1.62 0.104 -.0224391 2400829 -+ -sigma_u | 04283162 sigma_e | 04432793 rho | 48283755 (fraction of variance due to u_i) * Mơ hình fem Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.2962 Between = 0.0371 Overall = 0.0421 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.3839 F(7,207) Prob > F = = 12.44 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | -.313778 1702446 -1.84 0.067 -.6494136 0218575 LDRit | 3434544 0559573 6.14 0.000 2331352 4537737 LIRit | -.4500952 0854208 -5.27 0.000 -.6185014 -.281689 QIRit | 1590585 0611176 2.60 0.010 0385658 2795512 xx GDPit | -.0016942 0043403 -0.39 0.697 -.0102511 0068627 CPIit | 0027351 0010668 2.56 0.011 0006318 0048383 Period | 0165217 0195932 0.84 0.400 -.0221061 0551494 _cons | 1280325 0663435 1.93 0.055 -.0027631 2588281 -+ -sigma_u | 0646276 sigma_e | 04432793 rho | 68006127 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 207) = 12.48 Prob > F = 0.0000 * Kiểm định f ( ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) CARit = LDRit = LIRit = QIRit = GDPit = CPIit = Period = F( 7, 207) = Prob > F = 12.44 0.0000 * Kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fem rem Difference Std err -+ -CARit | -.313778 -.4027883 0890102 0522241 LDRit | 3434544 2775501 0659043 0161103 LIRit | -.4500952 -.3376201 -.1124751 0196706 QIRit | 1590585 1466213 0124372 0044161 GDPit | -.0016942 -.0044054 0027112 CPIit | 0027351 0030946 -.0003595 0000521 Period | 0165217 006401 0101207 -b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = -141.70 Warning: chi2 < ==> model fitted on these data fails to meet the asymptotic assumptions of the Hausman test; see suest for a generalized test * Chạy lại mơ hình fem Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups R-squared: Obs per group: = = 241 27 xxi Within = 0.2962 Between = 0.0371 Overall = 0.0421 corr(u_i, Xb) = -0.3839 = avg = max = 8.9 12 = = 12.44 0.0000 F(7,207) Prob > F -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | -.313778 1702446 -1.84 0.067 -.6494136 0218575 LDRit | 3434544 0559573 6.14 0.000 2331352 4537737 LIRit | -.4500952 0854208 -5.27 0.000 -.6185014 -.281689 QIRit | 1590585 0611176 2.60 0.010 0385658 2795512 GDPit | -.0016942 0043403 -0.39 0.697 -.0102511 0068627 CPIit | 0027351 0010668 2.56 0.011 0006318 0048383 Period | 0165217 0195932 0.84 0.400 -.0221061 0551494 _cons | 1280325 0663435 1.93 0.055 -.0027631 2588281 -+ -sigma_u | 0646276 sigma_e | 04432793 rho | 68006127 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 207) = 12.48 Prob > F = 0.0000 * Kiểm định phương sai sai số thay đổi fem Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 13085.72 0.0000 * Loại biến khơng có ý nghĩa chạy lại Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.2663 Between = 0.0318 Overall = 0.0286 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.4337 F(5,209) Prob > F = = 15.17 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | -.2951466 1688311 -1.75 0.082 -.6279768 0376836 LDRit | 3869457 0541092 7.15 0.000 2802759 4936155 LIRit | -.5101883 0838698 -6.08 0.000 -.6755276 -.344849 QIRit | 1541173 0616056 2.50 0.013 0326694 2755652 CPIit | 0021788 0010448 2.09 0.038 0001192 0042384 _cons | 1507845 06125 2.46 0.015 0300376 2715314 -+ xxii sigma_u | 06574996 sigma_e | 04504156 rho | 68060362 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 209) = 12.54 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.2556 Between = 0.0545 Overall = 0.0155 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.4722 F(4,210) Prob > F = = 18.03 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -LDRit | 3840695 0543483 7.07 0.000 2769313 4912077 LIRit | -.5165434 0842002 -6.13 0.000 -.6825294 -.3505574 QIRit | 1129448 0572039 1.97 0.050 0001773 2257123 CPIit | 0018528 001033 1.79 0.074 -.0001836 0038892 _cons | 1765286 0597437 2.95 0.003 0587544 2943027 -+ -sigma_u | 06753682 sigma_e | 04526152 rho | 69006674 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 210) = 12.95 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.2442 Between = 0.0811 Overall = 0.0070 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.5018 F(3,211) Prob > F = = 22.72 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -LDRit | 3647005 0535437 6.81 0.000 2591513 4702496 LIRit | -.5867324 0749443 -7.83 0.000 -.7344679 -.4389969 QIRit | 1489615 0538441 2.77 0.006 0428202 2551029 _cons | 2166934 0556782 3.89 0.000 1069366 3264502 -+ -sigma_u | 06880842 sigma_e | 04549867 rho | 69578071 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 211) = 13.70 Prob > F = 0.0000 * Kiểm định phương sai sai số thay đổi fem xxiii Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 48757.59 0.0000 * Kiểm định tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 23.205 Prob > F = 0.0001 * Kiểm định đa cộng tuyến biến (obs=241) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -ROEit 1.02 1.01 0.9824 0.0176 LDRit 1.34 1.16 0.7444 0.2556 LIRit 1.69 1.30 0.5914 0.4086 QIRit 1.32 1.15 0.7572 0.2428 -Mean VIF 1.34 Cond Eigenval Index 4.7146 1.0000 0.2595 4.2626 0.0193 15.6121 0.0037 35.8555 0.0029 40.0546 Condition Number 40.0546 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.5729 * Hiệu chỉnh mơ hình GLS 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 = 27 (0.6508) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) = = 241 27 = = = = 8.925926 12 49.22 xxiv Prob > chi2 = 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | -.5971222 1564748 -3.82 0.000 -.9038071 -.2904374 LDRit | 1675754 0478851 3.50 0.000 0737222 2614285 LIRit | -.2710865 0661721 -4.10 0.000 -.4007814 -.1413915 QIRit | 0514502 0469408 1.10 0.273 -.040552 1434524 GDPit | -.0096622 0042255 -2.29 0.022 -.0179441 -.0013804 CPIit | 0017857 0008132 2.20 0.028 0001918 0033796 Period | -.0358439 0188419 -1.90 0.057 -.0727734 0010857 _cons | 2790289 058927 4.74 0.000 1635341 3945236 - * Loại biến khơng có ý nghĩa thống kê, Hiệu chỉnh mơ hình GLS lần 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 = 27 (0.6575) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 = = 241 27 = = = = = 8.925926 12 41.73 0.0000 -ROEit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | -.5035309 1521429 -3.31 0.001 -.8017255 -.2053362 LDRit | 1480203 0485669 3.05 0.002 0528309 2432096 LIRit | -.2260277 0586863 -3.85 0.000 -.3410507 -.1110047 GDPit | -.0020694 0016163 -1.28 0.200 -.0052373 0010985 CPIit | 002052 0007844 2.62 0.009 0005145 0035895 _cons | 2464917 0474314 5.20 0.000 1535279 3394555 - * Loại GDP, Hiệu chỉnh mơ hình GLS lần 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 = 27 (0.7285) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(4) Prob > chi2 = = 241 27 = = = = = 8.925926 12 37.78 0.0000 xxv -ROEit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | -.4476897 1566632 -2.86 0.004 -.7547438 -.1406355 LDRit | 1617475 0506914 3.19 0.001 0623942 2611008 LIRit | -.2382005 0578225 -4.12 0.000 -.3515305 -.1248705 CPIit | 0017802 0007551 2.36 0.018 0003001 0032602 _cons | 2324768 0447668 5.19 0.000 1447355 3202182 - drop _est_pool _est_rem _est_fem * Hồi quy NIM * Hồi quy mơ hình pool Source | SS df MS #NAME? Model | 01050051 001500073 Residual | 026221208 233 000112537 -+ -Total | 036721718 240 000153007 Number of obs = 241 Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = 0.0000 0.2859 0.2645 01061 -NIMit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | 1731915 025575 6.77 0.000 1228036 2235793 LDRit | 0050998 0081753 0.62 0.533 -.0110071 0212067 LIRit | 0521906 0136288 3.83 0.000 0253391 0790421 QIRit | -.0032052 0108239 -0.30 0.767 -.0245304 01812 GDPit | -.0007177 0009351 -0.77 0.444 -.00256 0011246 CPIit | 0010375 0002052 5.06 0.000 0006332 0014418 Period | -.0011469 0041586 -0.28 0.783 -.0093402 0070465 _cons | -.0270472 0120816 -2.24 0.026 -.0508503 -.003244 - est store pool * Hồi quy mơ hình rem Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.4462 Between = 0.0871 Overall = 0.2011 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 166.70 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 1610581 0229759 7.01 0.000 1160262 2060899 LDRit | 0369836 0075807 4.88 0.000 0221256 0518415 LIRit | -.0146258 0116616 -1.25 0.210 -.037482 0082305 QIRit | 0138576 0084488 1.64 0.101 -.0027017 0304169 GDPit | -.0006798 0006077 -1.12 0.263 -.0018708 0005112 CPIit | 0007177 0001475 4.87 0.000 0004287 0010067 xxvi Period | -.0021423 0027426 -0.78 0.435 -.0075178 0032332 _cons | -.0071428 0093568 -0.76 0.445 -.0254818 0111962 -+ -sigma_u | 0091126 sigma_e | 00622973 rho | 68149529 (fraction of variance due to u_i) - est store rem * Hồi quy mơ hình fem Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.4479 Between = 0.0670 Overall = 0.1817 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.1696 F(7,207) Prob > F = = 23.99 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | 165086 0239257 6.90 0.000 1179167 2122553 LDRit | 0415037 0078641 5.28 0.000 0259997 0570076 LIRit | -.023599 0120048 -1.97 0.051 -.0472663 0000684 QIRit | 0148806 0085893 1.73 0.085 -.0020531 0318143 GDPit | -.0006255 00061 -1.03 0.306 -.001828 0005771 CPIit | 0006749 0001499 4.50 0.000 0003793 0009704 Period | -.0020706 0027536 -0.75 0.453 -.0074992 0033581 _cons | -.0032725 0093237 -0.35 0.726 -.0216542 0151091 -+ -sigma_u | 01002405 sigma_e | 00622973 rho | 72137871 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 207) = 18.02 Prob > F = 0.0000 * kiểm định f ( ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) CARit = LDRit = LIRit = QIRit = GDPit = CPIit = Period = F( 7, 207) = Prob > F = 23.99 0.0000 * kiểm định Hausman | Coefficients -(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) xxvii | fem rem Difference Std err -+ -CARit | 165086 1610581 004028 0066745 LDRit | 0415037 0369836 0045201 002092 LIRit | -.023599 -.0146258 -.0089732 0028501 QIRit | 0148806 0138576 001023 0015472 GDPit | -.0006255 -.0006798 0000543 0000531 CPIit | 0006749 0007177 -.0000428 000027 Period | -.0020706 -.0021423 0000717 0002451 -b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.61 Prob > chi2 = 0.0413 (V_b-V_B is not positive definite) * Chạy lại mơ hình fem Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.4479 Between = 0.0670 Overall = 0.1817 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.1696 F(7,207) Prob > F = = 23.99 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | 165086 0239257 6.90 0.000 1179167 2122553 LDRit | 0415037 0078641 5.28 0.000 0259997 0570076 LIRit | -.023599 0120048 -1.97 0.051 -.0472663 0000684 QIRit | 0148806 0085893 1.73 0.085 -.0020531 0318143 GDPit | -.0006255 00061 -1.03 0.306 -.001828 0005771 CPIit | 0006749 0001499 4.50 0.000 0003793 0009704 Period | -.0020706 0027536 -0.75 0.453 -.0074992 0033581 _cons | -.0032725 0093237 -0.35 0.726 -.0216542 0151091 -+ -sigma_u | 01002405 sigma_e | 00622973 rho | 72137871 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 207) = 18.02 Prob > F = 0.0000 * kiểm định phương sai sai số thay đổi fem Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 3565.57 0.0000 xxviii * loại biến khơng có ý nghĩa thống kê, chạy lại mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 241 27 R-squared: Within = 0.4311 Between = 0.1104 Overall = 0.2123 Obs per group: = avg = max = 8.9 12 corr(u_i, Xb) = -0.1048 F(3,211) Prob > F = = 53.30 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err t P>|t| [95% conf interval] -+ -CARit | 1770192 0210906 8.39 0.000 1354439 2185945 LDRit | 0361532 0065106 5.55 0.000 023319 0489873 CPIit | 0008362 0001283 6.52 0.000 0005834 001089 _cons | -.0098892 0042096 -2.35 0.020 -.0181875 -.0015909 -+ -sigma_u | 00961523 sigma_e | 00626338 rho | 70208695 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 211) = 19.82 Prob > F = 0.0000 * kiểm định phương sai sai số thay đổi fem Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 14501.12 0.0000 * kiểm định tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 22.954 Prob > F = 0.0001 *kiểm định đa cộng tuyến biến (obs=241) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -NIMit 1.29 1.14 0.7760 0.2240 CARit 1.23 1.11 0.8154 0.1846 LDRit 1.14 1.07 0.8738 0.1262 xxix CPIit 1.18 1.08 0.8505 0.1495 -Mean VIF 1.21 Cond Eigenval Index 4.4175 1.0000 0.3939 3.3490 0.1031 6.5462 0.0746 7.6953 0.0109 20.1035 Condition Number 20.1035 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.6966 * Hiệu chỉnh mô hình GLS 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 = 27 (0.5336) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 241 27 = = = = = 8.925926 12 111.58 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 1380623 0190811 7.24 0.000 100664 1754606 LDRit | 0178072 0057091 3.12 0.002 0066176 0289967 LIRit | 0095874 0082493 1.16 0.245 -.0065809 0257557 QIRit | -.0014923 0058306 -0.26 0.798 -.0129201 0099355 GDPit | -.0006503 0004653 -1.40 0.162 -.0015623 0002617 CPIit | 0005679 0000946 6.01 0.000 0003826 0007533 Period | -.0031303 0021017 -1.49 0.136 -.0072495 0009889 _cons | 0022521 0069241 0.33 0.745 -.0113189 015823 - * Loại biến khơng có ý nghĩa thống kê, Hiệu chỉnh mơ hình GLS lần 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 = 27 (0.6635) Number of obs Number of groups Obs per group: avg = = 241 27 = = 8.925926 xxx Wald chi2(3) Prob > chi2 max = = = 12 96.89 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 1435652 0196125 7.32 0.000 1051253 182005 LDRit | 0214896 0051913 4.14 0.000 0113148 0316644 CPIit | 0005331 0000876 6.08 0.000 0003614 0007048 _cons | 0015315 0037316 0.41 0.682 -.0057823 0088452 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 = 27 (0.6624) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(3) Prob > chi2 = = 241 27 = = = = = 8.925926 12 1823.69 0.0000 -NIMit | Coefficient Std err z P>|z| [95% conf interval] -+ -CARit | 1474855 0171207 8.61 0.000 1139296 1810414 LDRit | 0234073 0023289 10.05 0.000 0188427 0279719 CPIit | 0005384 0000846 6.36 0.000 0003726 0007042