(Luận văn) các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của các ngân hàng tmcp tại việt nam

i TĨM TẮT Luận văn phân tích nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam sở liệu bảng thu thập từ Báo cáo tài 22 NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2010 –2018 Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến cho hai tiêu đại diện khả sinh lời tỷ suất sinh lời tài sản (ROA) tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) Mơ hình hồi quy tác động lu cố định (FEM) sử dụng để kiểm định ảnh hưởng (1) Quy mô ngân hàng, (2) an Tỷ lệ khoản, (3) Tỷ lệ vốn chủ sở hữu, (4) Tỷ lệ dư nợ, (5) Chất lượng dư nợ, (6) va Hiệu quản lý, (7) Đa dạng hóa thu nhập, (8) Tăng trưởng kinh tế, (9) Lạm phát đến n gh tn to khả sinh lời Kết nghiên cứu cho thấy quy mô ngân hàng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu lớn có khả ie p sinh lời cao ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu nhỏ Chất lượng dư nợ cho nl w vay thấp hay tỷ lệ nợ xấu dư nợ cho vay cao dẫn đến mức sinh lời thấp Mối quan oa hệ ngược chiều cho thấy việc kiểm soát hiệu nợ xấu d nguyên nhân quan trọng dẫn đến việc suy giảm khả sinh lời ngân hàng lu va an thương mại Việt Nam Nghiên cứu chưa tìm chứng Tỷ lệ khoản, Tỷ oi lm ul nf lệ dư nợ và Tốc độ tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng đến khả sinh lời Từ khóa: Ngân hàng thương mại cổ phần, yếu tố ảnh hưởng, lợi nhuận z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si ii LỜI CAM ĐOAN Tơi tên là: Phạm Đình Vũ Hoàng Sinh ngày: 15/07/1993 Quê quán: Quảng Ngãi Hiện công tác tại: Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam – CN Tân Sài Gòn lu Là học viên cao học khóa XVIII Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh an n va tn to Tơi xin cam đoan luận văn: “Các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng TMCP Việt Nam” ie gh Người hướng dẫn khoa học: PGS TS Lý Hoàng Ánh p Luận văn thực Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Luận văn này chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tác giả kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung đã cơng bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm lời cam đoan danh dự d oa nl w va an lu ul nf Tp.Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2019 oi lm Tác giả z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si iii LỜI CẢM ƠN Để hoàn thành đề tài luận văn thạc sĩ cách hoàn chỉnh, bên cạnh nỗ lực cố gắng thân cịn có hướng dẫn nhiệt tình q Thầy Cơ, cũng động viên ủng hộ gia đình và bạn bè suốt thời gian học tập nghiên cứu thực luận văn thạc sĩ Xin chân thành bày tỏ lòng biết ơn đến PGS., TS Lý Hoàng Ánh đã hết lòng giúp đỡ tạo điều kiện tốt cho tơi hồn thành luận văn này lu Cuối cùng, xin chân thành cảm ơn đến gia đình, anh chị bạn đồng nghiệp đã hỗ trợ cho tơi nhiều suốt q trình học tập, nghiên cứu thực đề tài luận văn thạc sĩ cách hoàn chỉnh an n va to gh tn Tp.Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2019 Tác giả p ie d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si iv MỤC LỤC CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu lu an 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu n va 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài gh tn to 1.4 Phương pháp nghiên cứu p ie 1.6 Kết cấu luận văn nl w CHƯƠNG TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ LỢI NHUẬN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG d oa 2.1 Khái niệm lợi nhuận Ngân hàng lu 2.1.1 Các lý thuyết tảng va an 2.1.2 Ý nghĩa việc đánh giá lợi nhuận ul nf 2.2 Các tiêu phản ánh lợi nhuận NHTM 11 oi lm 2.2.1 Tỷ suất sinh lời tổng tài sản (Return On Asset –ROA) 11 2.2.2 Lợi nhuận vốn chủ sở hữu (Return on Equity –ROE) 12 z at nh 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước yếu tố tác động đến lợi nhuận NHTM 13 z 2.3.1 Các nghiên cứu nước 13 @ gm 2.3.2 Các nghiên cứu nước 16 m co l CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 23 3.1 Mơ hình nghiên cứu 23 an Lu 3.1.1 Mơ hình nghiên cứu 23 3.1.2 Phương pháp xác định biến 24 n va ac th si v 3.2 Giả thuyết nghiên cứu: 26 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 33 3.4 Lựa chọn mơ hình hồi quy kiểm định 34 3.5 Quy trình nghiên cứu 37 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 39 4.1 Thống kê mô tả 39 4.1.1 Kiểm định mối tương quan biến 42 lu an 4.1.2 Kiểm định đa cộng tuyến 43 n va 4.2 Kết ước lượng và kiểm định mô hình hồi quy ROA 44 tn to 4.2.1 Kết hồi quy 44 4.2.2 Lựa chọn mơ hình 45 p ie gh 4.2.3 Kiểm định vi phạm giả thiết mơ hình FEM 46 4.2.4 Thảo luận ảnh hưởng yếu tố đến ROA 48 oa nl w 4.3 Phân tích yếu tố tác động đến lợi nhuận vốn chủ sở hữu (ROE) 51 4.3.1 Kết hồi quy 51 d an lu 4.3.2 Kiểm định vi phạm giả thiết mơ hình FEM 54 va 4.3.3 Thảo luận ảnh hưởng yếu tố đến ROE 55 ul nf CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ 60 oi lm 5.1 Quy mô ngân hàng 60 5.2 Chất lượng dư nợ 61 z at nh 5.3 Vốn chủ sở hữu 62 5.4 Quản lý chi phí 63 z gm @ 5.5 Lạm phát 64 5.6 Hạn chế luận văn 65 l m co TÀI LIỆU THAM KHẢO 68 PHỤ LỤC 71 an Lu n va ac th si vi DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Nguyên nghĩa tiếng Anh Từ viết tắt Nguyên nghĩa tiếng Việt BCTC Báo cáo tài FEM Fix Effects Model Mơ hình ảnh hưởng cố định GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội H Hypothesis Giả thuyết lu an n va NHNN Ngân hàng nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTMCP Ngân hàng thương mại cổphần Ordinary Least Square Phương pháp bình phương tối thiểu IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế Pooled Ordinary Least Square Hồi quy đa biến dạng gộp Radom Effects Model Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Return On Assets Tỷ suất sinh lời tài sản Return On Equity Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu ie gh tn to OLS p Pooled OLS Thương mại cổ phần va an Trách nhiệm hữu hạn ul nf Vốn chủ sở hữu oi lm VCSH lu TNHH d TMCP oa ROE nl ROA w REM z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si vii DANH MỤC BẢNG BIỂU Tên bảng Trang lu an n va Bảng 1.1: Danh sách NHTM mẫu nghiên cứu Bảng 2.1: Bảng tổng hợp nghiên cứu trước 18 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mơ hình hồi quy 40 Bảng 4.2: Ma trận tương quan biến 43 Bảng 4.3: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến 44 Bảng 4.4: Tổng hợp kết phân tích hồi quy với biến phụ thuộc ROA 45 Bảng 4.5: Kiểm định F, Breusch -Pagan Hausman lựa chọn mơ hình 46 tn to biến ROA Bảng 4.6: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi ROA theo mơ ie gh 48 p hình FEM Bảng 4.7: Kết kiểm định tự tương quan ROA theo mơ hình FEM 49 w 49 oa nl Bảng 4.8: Kết mơ hình hồi quy ROA sau khắc phục 53 d Bảng 4.9: Tổng hợp kết phân tích hồi quy với biến phụ thuộc ROE lu 55 Bảng 4.11: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi ROE theo 56 oi lm ul mô hình FEM nf va an Bảng 4.10: Kiểm định F, Breusch -Pagan và Hausman ROE 56 Bảng 4.13: Kết mơ hình hồi quy ROE sau khắc phục 56 z at nh Bảng 4.12: Kết kiểm định tự tương quan ROE theo mơ hình FEM z m co l gm @ an Lu n va ac th si CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Tính cấp thiết đề tài Tốc độ tồn cầu hố tự thương mại nhanh chóng năm vừa qua đã tạo nhiều thay đổi to lớn môi trường kinh tế quốc tế Các công ty đa quốc gia xuyên quốc gia đã mở rộng lãnh thổ hoạt động ngày có nhiều ảnh hưởng đến quốc gia giới, đồng thời dòng vốn quốc tế cũng đã và ngày càng gia tăng mạnh Bên cạnh đó, phát triển mạnh cơng nghệ, “Cách lu an mạng khoa học 4.0” đã mang lại nhiều hội thách thức cho phát triển cho n va kinh tế Việt Nam nói chung hệ thống Ngân hàng thương mại cổ phần Việt tn to Nam nói riêng gh NHTMCP hay doanh nghiệp khác hoạt động với mục tiêu tối p ie đa hóa khả sinh lợi và tăng trưởng Đối với ngân hàng, khả sinh lợi có ý nghĩa lớn, gắn liền với hiệu hoạt động kinh doanh, hướng phát triển oa nl w ngân hàng Bên cạnh đó, khả sinh lợi là sở để ngân hàng định kinh doanh Việc nâng cao khả sinh lợi là điều kiện để NHTMCP bảo toàn d an lu vốn, là điều kiện để NHTMCP mở rộng thị trường cho vay, đầu tư vào việc đổi va công nghệ thu hút khách hàng Tuy nhiên, khả sinh lợi rủi ro có mối ul nf quan hệ đánh đổi, khả sinh lợi cao rủi ro cao Vì vậy, nhà quản oi lm trị ngân hàng phải phải cân đánh đổi rủi ro khả sinh lợi z at nh phân tích tỷ số đo lường khả sinh lợi đạt rủi ro phải chấp nhận Đối với kinh tế Ngân hàng thành phần quan trọng z kinh tế, khả sinh lợi ngân hàng là động lực, là đòn bẩy kinh tế xã hội @ gm Do vậy, ngân hàng hoạt động có hiệu quả, đảm bảo tài ổn định và ln tăng l trưởng, có khả sinh lợi cao yếu tố làm cho khu vực tài lành mạnh m co hóa, góp phần ổn định tiền tệ, kiềm chế lạm phát, tăng trưởng kinh tế Trong môi trường cạnh tranh quốc tế, nâng cao khả sinh lợi ngân hàng cách tốt an Lu n va ac th si để giúp cho hệ thống ngân hàng phát triển cách bền vững, từ thúc đẩy kinh tế quốc gia phát triển, tăng uy tín quốc gia Lợi nhuận còn số quan trọng để đánh giá hoạt động ngân hàng, công tác quản trị, hoạt động chiến lược nhà quản lý thành công hay thất bại và là yếu tố để xác định “sức mạnh” tổ chức tín dụng Vì vậy, xuất phát từ yêu cầu thực tiễn việc tìm hiểu hiệu hoạt động ngân hàng TMCP Việt Nam thông qua tiêu lợi nhuận, biết lu an yếu tố ảnh hưởng đến mục tiêu mình, nhà lãnh đạo có sách n va phù hợp nhằm tối đa hóa lợi ích từ nguồn lực sẵn có, tối thiểu hóa chi phí có tn to thể phát sinh Tác giả lựa chọn đề tài “Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận gh ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu p ie 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu oa nl w Mục tiêu tởng quát: Phân tích khám phá lý thuyết thực tế yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận NHTMCP Việt Nam d an lu Mục tiêu cụ thể: Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng - Xem xét tác động yếu tố đến lợi nhuận NHTMCP Việt Nam - Gợi ý giải pháp nhằm nâng cao lợi nhuận cho NHTMCP Việt Nam z at nh 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu oi lm ul nf va - Sau làm rõ vấn mục tiêu nghiên cứu, đề tài tiếp tục tìm câu trả lời cụ thể cho z câu hỏi sau: @ gm Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận NHTM Việt Nam? m co nào? l Chiều ảnh hưởng yếu tố đến lợi nhuận NHTM Việt Nam Các giải pháp nhằm nâng cao lợi nhuận cho NHTM Việt Nam? an Lu n va ac th si 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Hệ thống tiêu đánh giá lợi nhuận, yếu tố tác động đến lợi nhuận hoạt động kinh doanh ngân hàng 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu Luận văn tập trung nghiên cứu lợi nhuận hoạt động kinh doanh 22 NHTMCP, cụ thể: lu an Bảng 1.1: Danh sách NHTM mẫu nghiên cứu n va STT Tên Ngân hàng tn to Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam gh Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Ký hiệu Vietinbank CTG BIDV BIDV VCB ACB ABB p ie Nam Tên viết tắt Vietcombank Ngân hàng TMCP Á Châu ACB Ngân hàng TMCP An Bình ABB Ngân hàng TMCP Bưu điện Liên Việt LienVietPostBank LPB Ngân hàng TMCP Hàng Hải Maritimebank MSB Ngân hàng TMCP Kiên Long Kienlongbank KLB Ngân hàng TMCP Kỹ Thương Techcombank TCB 10 Ngân hàng TMCP Nam Á NamABank NAB 11 Ngân hàng TMCP Phương Đông OCB OCB 12 Ngân hàng TMCP Quân Đội MB MBB 13 Ngân hàng TMCP Quốc Tế VIB VIB 14 Ngân hàng TMCP Quốc dân NCB NVB 15 Ngân hàng TMCP Sài Gòn Công Thương Saigonbank 16 Ngân hàng TMCP Sài Gòn –Hà Nội m co SGB SHB SHB d oa nl w Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam oi lm ul nf va an lu z at nh z l gm @ an Lu n va ac th si 65 nghiệp hoạt động khơng hiệu chí phá sản, đã gây nhiều nợ xấu cho ngân hàng, từ ảnh hưởng tiêu cực đến tình hình lợi nhuận ngân hàng Khuyến nghị biện pháp áp dụng: - Chính phủ và Ngân hàng nhà nước cũng cần đưa sách tài khóa và sách tiền tệ phù hợp, cân đối hài hòa phát triển kinh tế cũng cần khống chế lạm phát mức hợp lý lu 5.6 Hạn chế luận văn an Luận văn nghiên cứu tác động yếu tố đến lợi nhuận Ngân va n hàng thương mại Việt Nam, mơ hình nghiên cứu tập trung vào chín yếu tố trọng yếu tn to tác động đến ROA và ROE Tuy nhiên, nhiều nhân tố khác tác động mạnh mà ie gh tác giả chưa đưa được, lợi nhuận ngân hàng không chịu ảnh hưởng đặc p điểm ngân hàng mà chịu ảnh hưởng yếu tố vĩ mơ sách tài chính, w tiền tệ, biến động tỷ giá hối đoái, phát triển thị trường chứng khoán oa nl Đề tài chưa phân tích yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến lợi nhuận d Nguồn liệu ngân hàng thương mại Việt Nam còn nhiều hạn chế: lu va an nhiều ngân hàng nhỏ không công bố số liệu, thông tin đầy đủ khó tiếp cận nên luận văn nf thu thập số liệu 22 ngân hàng giai đoạn quan sát từ 2010 đến 2018 oi lm ul Tuy nhiên mẫy đại điện tốt cho tập hợp với nhiều ngân hàng với quy mô lớn nhỏ khác nhau, tỷ lệ tổng tái sản chiếm tỷ trọng cao tổng tài sản toàn ngân hàng z at nh Việt Nam Mơ hình nghiên cứu luận văn chưa làm rõ tác động nhóm yếu z tố sách lên hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Nguyên nhân @ gm sách tiền tệ Ngân hàng nhà nước thay đổi thời kỳ, giai đoạn kinh m co l tế cụ thể, khó để lựa chọn, xác định biến phù hợp để đưa vào mơ hình Từ hạn chế nêu trên, hướng nghiên cúu đưa là tăng số lượng an Lu mẫu nghiên cứu thêm Bên cạnh đó, khoản thời gian mở rộng thêm để tăng n va ac th si 66 cường giải thích cho mơ hình nghiên cứu Tiếp đó, biến phụ thuộc mơ hình sử dụng biến là ROA, ROE thay biến khác NIM Nguyên nhân hạn chế là thời gian và lực còn hạn chế Vì vậy, bài nghiên cứu tác giả mong muốn nghiên cứu sâu để đưa thước đo đánh giá tổng quát lợi nhuận hệ thống ngân hàng Việt Nam cũng xây dựng mơ hình với kiểm định tốt và xác định nhiều yếu tố tác động đến lợi nhuận ngân hàng dể làm tài liệu lu an tham khảo hữu ích cho việc nghiên cứu cũng gợi ý cần thiết cho ngân hàng n va việc đưa sách nâng cao lợi nhuận p ie gh tn to d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si 67 KẾT LUẬN CHƯƠNG Chương đã rút kết luận từ kết nghiên cứu luận văn, sở đó, tác giả đã đưa số kiến nghị và hàm ý sách nhằm nâng cao lợi nhuận NHMT Việt Nam Đối với yếu tố có tác động tích cực đến ROA và ROE tác giả đưa hàm ý sách nhằm nâng cao tiêu này Ngược lại, yếu tố có tác đông tiêu cực tác giả đề xuất hàm ý sách nhằm hạn chế, giảm thiểu tối đa tác động tiêu cực Đồng thời, cũng nêu lu an giới hạn đề tài, tìm nguyên nhân và hướng khắc phục cách mở rộng mẫu n va nghiên cứu, bổ sung thêm biến độc lập, biến phụ thuộc để nghiên cứu tương tn to lai giải thích rõ yếu tố đến lợi nhuận ngân hàng thương mại Việt gh Nam, trở thành tài liệu có ích, tạo sở để áp dụng biện pháp tăng cường lợi nhuận p ie cho ngân hàng Việt Nam d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tham khảo tiếng Việt David Cox 1997, Nghiệp vụ Ngân hàng hiện đại, Hà Nội, Nhà xuất Chính trị quốc gia Nguyễn Đăng Dờn 2013, Nghiệp vụ Ngân hàng thương mại, Hồ Chí Minh, Nhà xuất Kinh tế Tp Hồ Chí Minh lu Bùi Diệu Anh 2011, Nghiệp vụ tín dụng Ngân hàng, Hồ Chí Minh, Nhà xuất an Phương Đơng va Trần Huy Hồng Nguyễn Hữu Huân 2016, Phân tích yếu tố tác động đến hiệu n tn to hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam thời kỳ hội nhập tài gh quốc tế, Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ, số 19, Q1 - 2016 p ie Trần Việt Dũng 2014, ‘Xác định nhân tố tác động tới khả sinh lời w NHTM Việt Nam’, Công nghệ Ngân hàng, số 16 (tháng 8/2014) oa nl Hồ Thị Hồng Minh Nguyễn Thị Cành 2015, ‘Đa dạng hóa thu nhập yếu tố d tác động đến khả sinh lời NHTM Việt Nam’, Công nghệ Ngân hàng, số lu an 106+107 (tháng 01+02/2015) nf va Nguyễn Kim Thu và Đỗ Thị Thanh Huyền 2014, ‘Phân tích yếu tố ảnh hưởng oi lm ul đến tỷ lệ thu nhập lãi NHTM Việt Nam’, Khoa học – Đại học Quốc gia Hà Nội, số (2014), trang 55-56 z at nh Nguyễn Thị Thu Hiền 2017, ‘Các yếu tố đặc trưng xác định khả sinh lời NHTM Việt Nam’, Tạp chí Cơng Thương, số7 (tháng 6/2017), trang 356 z Nguyễn Phạm Nhã Trúc Nguyễn Phạm Thiên Thanh 2016, ‘Các nhân tố tác động @ l 6/2016), trang 52-60 gm đến khả sinh lời hệ thống NHTM Việt Nam’, Kinh tế Phát triển, số 228 (tháng m co 10 Bùi Diệu Anh, Lê Thị Hiệp Thương, Võ ThịThanh Nga, Nguyễn Thị Mỹ Hạnh an Lu 2013, Hoạt động kinh doanh ngân hàng, NXB Phương Đơng, Hồ Chí Minh n va ac th si 69 11 Phạm Thị Tuyết Trinh, Đỗ Hoàng Oanh, Lê Minh Sơn, Nguyễn Văn Tùng 2016, Kinh tế lượng kinh tế tài chính, NXB Kinh tế TP Hồ Chí Minh, Hồ Chí Minh 12 Nguyễn Thị Mỹ Linh Nguyễn Thị Ngọc Hương (2015), “Các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi cận biên ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam”, Tạp chí Ngân hàng, số 19/2015 13.Trịnh Quốc Trung Nguyễn Văn Sang 2013, Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động của các ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số lu an 85, Tháng 4/2013 n va 14 Nguyễn Thị Cành Hồng Nguyễn Vân Trang 2009, Các nhân tớ tác đợng đến tn to hiệu tài của các ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Cơng nghệ Ngân gh hàng, số 43, Tháng 10/2009 p ie Danh mục tài liệu tham khảo tiếng Anh w 15 Alpera Anbar (2011), "Bank Specific and Macroeconomic Determinants of oa nl Commercial Bank Profitability: Empirical Evidence from Turkey", Business and Economics Research Journal, Vol No 2, pp.139-152 d an lu 16 Athanasoglou, Brissimis Delis (2008), "Bank-specific, industry-specific and oi lm ul Money, 18 (2008) 121-136 nf va macroeconomic determinants of bank profitability", Int Fin Markets, Inst And 17 Ayandaetal (2013), "Detarminants of banks'profitability in a developing economy: z at nh Evidence from Nigerian banking industry", Interdisciplinary journal of contemporary research in business, Jan 2013, Vol 4,No 9, Pp 155-182 z 18 Beaver and Engel (1996), “Discretionary behavior with respect to allowances for @ l 22, 177-206 gm loan losses and the behavior of security prices”, Journal of Accounting and Economic , International Conference on Bussiness and Management m co 19 Syafri (2012) Factor affecting bank profitability in Indonesia, The 2012 an Lu n va ac th si 70 20 Sufian (2009), "Determinants of Bank Profitability in a Developing Economy: Empirical Evidence from the China Banking Sector", Journal of Asia-Pacific Business, 10:281-307 21 Sufian and Chong (2008), "Detarminants of banks'profitability in a developing economy: Empirical evidence from the Philippines", Management journal of accounting and finance, Vol.4, No.2, 91-112 22 Chaarani (2014), "The impact of corporate governane on the performance of lu an Lebanese banks", The International Journal of Business and Finance Research, Vol, n va No 5, 2014, Pp 35-46 p ie gh tn to d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si 71 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Thống kê mô tả các biến mô hình lu an n va p ie gh tn to Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ ROE | 198 1042446 075025 0007 34037 ROA | 198 009312 0075757 0001 0554 SIZE | 198 8.022702 5143371 7.101327 10.00219 LDR | 198 6936509 1458851 2479 996 E | 198 0954087 0411915 0367064 2553888 -+ L | 198 5496957 1244247 2252535 7796723 NPL | 198 -.0134566 0048849 -.0367212 -.0066091 CIR | 198 5255795 1312275 2271009 9273794 HHIRD | 198 281436 2473518 -.6514418 1.703772 INF | 198 0647887 0503944 008786 1867748 -+ INF | 198 0647887 0503944 008786 1867748 Phụ lục 2: Ma trận tương quan biến d oa nl w | ROA ROE SIZE LDR E L NPL CIR HHIRD GDP INF -+ -ROA | 1.0000 ROE | 0.7649 1.0000 SIZE | 0.0142 0.2980 1.0000 LDR | 0.0373 -0.1195 -0.1793 1.0000 E | 0.2783 -0.2147 -0.6960 0.3330 1.0000 L | 0.0620 0.0860 0.2136 0.6544 0.0370 1.0000 NPL | 0.0366 0.0151 -0.1416 0.1551 0.0934 0.0760 1.0000 CIR | -0.6050 -0.5759 -0.2406 -0.0703 -0.1015 -0.1373 0.0328 1.0000 HHIRD | 0.0148 0.0525 0.2878 -0.0589 -0.1616 0.0399 -0.1419 -0.0915 1.0000 GDP | 0.2739 0.2196 -0.1411 -0.1108 0.1868 -0.2467 -0.1576 -0.2070 -0.1028 1.0000 INF | 0.3286 0.2602 -0.2083 -0.0940 0.2137 -0.3241 -0.0835 -0.2979 -0.1722 0.8768 1.0000 oi lm ul nf va an lu z at nh Phụ lục 3: Kiểm định đa cộng tuyến z m co l gm @ an Lu Variable | VIF 1/VIF -+ -INF | 5.74 0.174342 GDP | 4.85 0.206197 SIZE | 2.99 0.334517 E | 2.54 0.393237 L | 2.51 0.397771 LDR | 2.29 0.437618 CIR | 1.53 0.652823 HHIRD | 1.15 0.870028 NPL | 1.09 0.916742 -+ n va ac th si 72 Mean VIF | 2.74 Phụ lục 4: Kết quả hồi quy theo Pool OLS biến ROA Source | SS df MS Number of obs = -+ -F(9, 188) = Model | 005023576 000558175 Prob > F = Residual | 006282523 188 000033418 R-squared = -+ -Adj R-squared = Total | 011306099 197 000057391 Root MSE = 198 16.70 0.0000 0.4443 0.4177 00578 lu an n va p ie gh tn to -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 0013026 0013845 0.94 0.348 -.0014286 0040337 LDR | -.0071753 0042677 -1.68 0.094 -.0155941 0012435 E | 0537447 0159449 3.37 0.001 0222909 0851986 L | 0060049 0052485 1.14 0.254 -.0043486 0163583 NPL | 1095072 0880595 1.24 0.215 -.0642044 2832188 CIR | -.02914 0038845 -7.50 0.000 -.0368028 -.0214773 HHIRD | 0004491 0017851 0.25 0.802 -.0030724 0039705 GDP | 0063441 023979 0.26 0.792 -.0409583 0536466 INF | 0201054 0195736 1.03 0.306 -.0185068 0587176 _cons | 0101458 013013 0.78 0.437 -.0155246 0358161 nl w oa Phụ lục 5: Kết quả hồi quy theo FEM biến ROA Number of obs Number of groups d Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 an lu oi lm ul = -0.7292 nf corr(u_i, Xb) 198 22 = avg = max = 9.0 = = 26.34 0.0000 Obs per group: va R-sq: within = 0.5867 between = 0.0571 overall = 0.2198 = = F(9,167) Prob > F z at nh z -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 0138539 002177 6.36 0.000 0095558 0181519 LDR | -.0012141 0038663 -0.31 0.754 -.0088472 006419 E | 066207 0160286 4.13 0.000 0345622 0978518 L | -.0030912 0059068 -0.52 0.601 -.0147528 0085704 NPL | -.2204777 0902855 -2.44 0.016 -.3987257 -.0422298 CIR | -.0354794 0041249 -8.60 0.000 -.043623 -.0273357 HHIRD | 0026846 0016932 1.59 0.115 -.0006583 0060274 GDP | -.0300408 0198334 -1.51 0.132 -.0691972 0091157 INF | 0571976 017495 3.27 0.001 0226576 0917375 _cons | -.0914318 0180271 -5.07 0.000 -.1270222 -.0558414 m co l gm @ an Lu n va ac th si 73 -+ -sigma_u | 00772672 sigma_e | 00460235 rho | 73812313 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 167) = 6.17 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 6: Kết quả hồi quy theo REM biến ROA lu an Number of obs Number of groups = = 198 22 R-sq: within = 0.5130 between = 0.2994 overall = 0.4176 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 n va Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 = = 164.62 0.0000 gh tn to = (assumed) p ie -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 0036052 0015812 2.28 0.023 0005061 0067042 LDR | -.0041361 0041402 -1.00 0.318 -.0122507 0039786 E | 0605587 0164244 3.69 0.000 0283674 0927501 L | 0048231 0055355 0.87 0.384 -.0060263 0156725 NPL | -.0160233 0898781 -0.18 0.859 -.1921812 1601346 CIR | -.0307219 004098 -7.50 0.000 -.0387539 -.0226899 HHIRD | 0021159 0017786 1.19 0.234 -.0013701 0056019 GDP | -.0040906 0218354 -0.19 0.851 -.0468873 038706 INF | 0297232 0184374 1.61 0.107 -.0064135 06586 _cons | -.0113584 0142671 -0.80 0.426 -.0393214 0166045 -+ -sigma_u | 002119 sigma_e | 00460235 rho | 17490726 (fraction of variance due to u_i) d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh Phụ lục 7: Kiểm định so sánh Pool OLS và REM biến ROA Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects z @ ROA[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t] gm m co l Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ ROA | 0000574 0075757 e | 0000212 0046023 u | 4.49e-06 002119 an Lu n va ac th si 74 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 17.13 0.0000 Phụ lục 8: Kiểm định so sánh FEM và REM biến ROA lu an n va p ie gh tn to Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fem rem Difference S.E -+ -SIZE | 0138539 0036052 0102487 0014965 LDR | -.0012141 -.0041361 002922 E | 066207 0605587 0056483 L | -.0030912 0048231 -.0079143 0020612 NPL | -.2204777 -.0160233 -.2044544 0085665 CIR | -.0354794 -.0307219 -.0047574 00047 HHIRD | 0026846 0021159 0005687 GDP | -.0300408 -.0040906 -.0259501 INF | 0571976 0297232 0274743 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 36.98 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) d oa nl w Test: an lu va Phụ lục 9: Kiểm định Phương sai thay đổi theo mô hình FEM biến ROA oi lm ul nf Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 169.33 0.0000 z at nh chi2 (22) = Prob>chi2 = z gm @ Phụ lục 10: Kiểm định tự tương quan theo mô hình FEM biến ROA m co l Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 21) = 33.861 Prob > F = 0.0000 an Lu n va ac th si 75 Phụ lục 11: Khắc phục các khuyết tật mô hình mô hình FGLS biến ROA 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 = 22 10 (0.6387) lu Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 = = = = = 198 22 176.91 0.0000 an n va p ie gh tn to -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 0023105 0013912 1.66 0.097 -.0004162 0050371 LDR | 0000874 0030042 0.03 0.977 -.0058007 0059756 E | 0434019 0155542 2.79 0.005 0129162 0738876 L | -.0045137 0043904 -1.03 0.304 -.0131187 0040913 NPL | - 054802 0723746 0.76 0.087 -.0870496 1966535 CIR | -.0239678 0027042 -8.86 0.000 -.029268 -.0186676 HHIRD | 0006795 0007578 0.90 0.370 -.0008059 0021648 GDP | -.0035356 0110462 -0.32 0.749 -.0251858 0181145 INF | 0161617 008947 1.81 0.071 -.0013741 0336975 _cons | 0022729 0118944 0.19 0.848 -.0210397 0255854 d oa nl w an lu va Phụ lục 12: Kết quả hồi quy theo Pool OLS biến ROE oi lm ul nf Source | SS df MS Number of obs = -+ -F(9, 188) Model | 559046229 062116248 Prob > F Residual | 779414313 188 004145821 R-squared -+ -Adj R-squared Total | 1.33846054 197 006794216 Root MSE 198 z at nh = = = = = 14.98 0.0000 0.4177 0.3898 06439 z -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 014479 0154211 0.94 0.349 -.0159416 0448997 LDR | -.098612 047535 -2.07 0.039 -.1923825 -.0048414 E | -.3409544 1775978 -1.92 0.056 -.691295 0093862 L | 1167352 0584587 2.00 0.047 001416 2320545 NPL | 1.694529 9808288 1.73 0.086 -.2403151 3.629374 CIR | -.3093789 0432663 -7.15 0.000 -.3947286 -.2240291 HHIRD | 0051264 0198834 0.26 0.797 -.0340968 0443497 GDP | 1991597 2670839 0.75 0.457 -.3277068 7260262 INF | 1713034 2180161 0.79 0.433 -.2587687 6013755 m co l gm @ an Lu n va ac th si 76 _cons | 1798174 1449426 1.24 0.216 -.1061055 4657403 Phụ lục 13: Kết quả hồi quy theo FEM biến ROE lu an Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 198 22 R-sq: within = 0.5858 between = 0.2842 overall = 0.3111 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) F(9,167) Prob > F = -0.7868 = = 26.25 0.0000 n va p ie gh tn to -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 1605158 022117 7.26 0.000 1168509 2041808 LDR | -.04525 0392786 -1.15 0.251 -.1227967 0322967 E | -.1346298 1628385 -0.83 0.410 -.4561171 1868574 L | 0834045 0600086 1.39 0.166 -.0350687 2018777 NPL | -1.475622 9172328 -1.61 0.110 -3.286488 3352438 CIR | -.3469547 0419058 -8.28 0.000 -.4296882 -.2642212 HHIRD | 0232771 0172018 1.35 0.178 -.0106838 0572381 GDP | -.2573631 2014923 -1.28 0.203 -.6551636 1404373 INF | 6945168 1777364 3.91 0.000 343617 1.045417 _cons | -1.047133 183142 -5.72 0.000 -1.408705 -.6855613 -+ -sigma_u | 08794807 sigma_e | 04675639 rho | 77964373 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 167) = 9.02 Prob > F = 0.0000 d oa nl w oi lm ul nf va an lu Phụ lục 14: Kết quả hồi quy theo REM biến ROE Number of obs Number of groups z = = 198 22 Obs per group: = avg = max = 9.0 l gm @ R-sq: within = 0.5448 between = 0.3276 overall = 0.3754 z at nh Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 m co corr(u_i, X) = = 168.19 0.0000 an Lu -ROE | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ n va ac th si 77 lu SIZE | 0683258 0180574 3.78 0.000 0329339 1037176 LDR | -.0610799 04246 -1.44 0.150 -.1443 0221402 E | -.1850721 1717876 -1.08 0.281 -.5217696 1516254 L | 1305825 0594084 2.20 0.028 0141441 2470209 NPL | -.0857858 9443325 -0.09 0.928 -1.936644 1.765072 CIR | -.3170758 0433443 -7.32 0.000 -.402029 -.2321226 HHIRD | 0236467 0183898 1.29 0.198 -.0123965 05969 GDP | -.0243404 2202221 -0.11 0.912 -.4559678 4072871 INF | 4221851 1888911 2.24 0.025 0519653 7924049 _cons | -.3200674 158764 -2.02 0.044 -.6312391 -.0088957 -+ -sigma_u | 03341672 sigma_e | 04675639 rho | 33809642 (fraction of variance due to u_i) an va n Phụ lục 15: Kiểm định so sánh Pool OLS và REM biến ROE p ie gh tn to ROE[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t] oa nl w Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ ROE | 0067942 082427 e | 0021862 0467564 u | 0011167 0334167 Var(u) = d Test: 50.00 0.0000 va an lu chibar2(01) = Prob > chibar2 = ul nf Phụ lục 16: Kiểm định so sánh FEM và REM biến ROA oi lm Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fem rem Difference S.E -+ -SIZE | 1605158 0683258 0921901 0127708 LDR | -.04525 -.0610799 0158299 E | -.1346298 -.1850721 0504423 L | 0834045 1305825 -.0471781 0084657 NPL | -1.475622 -.0857858 -1.389836 CIR | -.3469547 -.3170758 -.0298789 HHIRD | 0232771 0236467 -.0003696 GDP | -.2573631 -.0243404 -.2330227 INF | 6945168 4221851 2723317 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg z at nh z m co l gm @ Ho: difference in coefficients not systematic an Lu Test: n va ac th si 78 chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 41.59 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 17: Kiểm định Phương sai thay đổi theo mô hình FEM biến ROE Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i lu an chi2 (22) = Prob>chi2 = n va 1363.37 0.0000 tn to Phụ lục 18: Kiểm định tự tương quan theo mô hình FEM biến ROE p ie gh Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 21) = 17.882 Prob > F = 0.0004 w d oa nl Phụ lục 19: Khắc phục các khuyết tật mô hình mô hình FGLS biến ROE generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels 22 10 (0.5562) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 oi lm Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ul nf va Coefficients: Panels: Correlation: an lu Cross-sectional time-series FGLS regression z at nh = = = = = 198 22 187.27 0.0000 z -ROE | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -SIZE | 0343123 0152603 2.25 0.325 0044027 0642219 LDR | -.029133 033929 -0.86 0.391 -.0956326 0373667 E | 2690512 1595829 -1.69 0.092 -.581828 0437256 L | -.0008998 0500149 -0.02 0.986 -.0989271 0971275 NPL | -1.109667 8863674 1.25 0.071 -.6275813 2.846915 CIR | -.2889612 031979 -9.04 0.000 -.3516389 -.2262836 HHIRD | 0058639 0114845 0.51 0.010 -.0166452 0283731 GDP | 0404171 1437518 0.28 0.779 -.2413312 3221653 m co l gm @ an Lu n va ac th si 79 INF | 2066588 1136708 1.82 0.069 -.0161318 4294495 _cons | 0361486 134294 0.27 0.788 -.2270628 29936 lu an n va p ie gh tn to d oa nl w oi lm ul nf va an lu z at nh z m co l gm @ an Lu n va ac th si