(Luận văn) ảnh hưởng của rủi ro thanh khoản đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại việt nam

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo PHAN VŨ HOÀNG NGA ad ju y th yi pl ẢNH HƢỞNG CỦA RỦI RO THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM n ua al n va ll fu oi m at nh z z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2020 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep PHAN VŨ HOÀNG NGA w n lo ad ju y th ẢNH HƢỞNG CỦA RỦI RO THANH KHOẢN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM yi pl n ua al va n Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng (Ngân hàng) fu ll Mã số: 8340201 oi m at nh z z ht vb LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm om l.c gm NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THANH PHONG n a Lu n va y te re TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2020 t to LỜI CAM ĐOAN ng hi ep Tôi cam đoan “Ảnh hưởng rủi ro khoản đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại Việt Nam” đề tài nghiên cứu w n tơi làm Trong luận văn này, số liệu sử dụng đáng tin cậy lo ad trung thực Các phần trích dẫn ghi đầy đủ danh mục tài liệu tham khảo y th Luận văn chưa nộp trường Đại học sở ju yi khác Tôi chịu trách nhiệm nội dung luận văn pl ua al Tp, Hồ Chí Minh, ngày 16 tháng 01 năm 2020 n Người viết cam đoan n va ll fu oi m at nh PHAN VŨ HOÀNG NGA z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng TRANG PHỤ BÌA hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT n DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU lo ad TÓM TẮT - ABSTRACT y th ju CHƢƠNG :GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI yi 1.1 Lý chọn đề tài pl 1.2 Mục ti u câu h i nghi n cứu .2 al ua 1.2.1 Mục ti u nghi n cứu n 1.2.2 Câu h i nghi n cứu va n 1.3 Đối tượng phạm vi nghi n cứu ll fu 1.3.1 Đối tượng nghi n cứu oi m 1.3.2 Phạm vi nghi n cứu nh 1.4 Phương pháp nghi n cứu at 1.5 Kết cấu đề tài z 1.6 Ý nghĩa khoa học đề tài .4 z ht vb CHƢƠNG 2:TỔNG QUAN VỀ RỦI RO THANH KHOẢN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI jm 2.1 Tổng quan lý thuyết rủi ro khoản k gm 2.1.1 Thanh khoản ngân hàng thương mại l.c 2.1.2 Rủi ro khoản ngân hàng thương mại om 2.2 Hiệu kinh doanh ngân hàng thương mại 15 2.2.1 Hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 15 a Lu 2.2.2 Hiệu kinh doanh ngân hàng thương mại 15 n CHƢƠNG 3: MƠ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU .26 3.1 Mơ hình nghi n cứu 26 y KẾT LUẬN CHƢƠNG 25 te re 2.4 Các nghi n cứu thực nghiệm rủi ro khoản hiệu hoạt động kinh doanh .19 n va 2.3 Rủi ro khoản hiệu hoạt động kinh doanh 17 3.2 Quy trình thực nghi n cứu 29 t to 3.2.1 Thống k mô tả liệu 29 ng 3.2.2 Phân tích ma trận hệ số tương quan 30 hi 3.2.3 Kiểm định tượng đa cộng tuyến 30 ep 3.2.4 Phân tích kết hồi quy .30 w 3.2.5 Kiểm định xử lý khiếm khuyết mơ hình 31 n 3.3 Dữ liệu nghi n cứu 31 lo ad KẾT LUẬN CHƢƠNG 33 y th CHƢƠNG 4:KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 34 ju 4.1 Thực trạng hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2008 – 2018 34 yi pl al 4.1.1 Thực trạng khoản rủi ro khoản NHTM 34 ua 4.1.2 Thực trạng hiệu hoạt động kinh doanh NHTM 35 n 4.1.3 Thực trạng ảnh hưởng rủi ro khoản đến hiệu kinh doanh NHTM 36 n va ll fu 4.2 Thống k mô tả liệu 37 oi m 4.3 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến biến mơ hình .39 nh 4.4 Kết hồi quy mơ hình lựa chọn mơ hình phù hợp 40 at 4.5 Kiểm tra khiếm khuyết mơ hình 44 z 4.5.1 Hiện tượng phương sai thay đổi phần dư tr n liệu bảng 44 z vb 4.5.2 Hiện tượng tự tương quan phần dư tr n liệu bảng 45 ht 4.6 Xử lý khiếm khuyết mơ hình 45 jm k 4.7 Thảo luận kết nghi n cứu 48 gm KẾT LUẬN CHƢƠNG 51 om l.c CHƢƠNG 5:KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH KIỂM SỐT RỦI RO THANH KHOẢN 52 5.1 Kết luận 52 a Lu 5.2 Khuyến nghị sách 53 n 5.2.1 Đối với Ngân hàng thương mại 53 5.3.2 Hướng nghi n cứu tương lai 58 y 5.3.1 Hạn chế nghi n cứu 57 te re 5.3 Hạn chế nghi n cứu hướng nghi n cứu tương lai .57 n va 5.2.2 Đối với Ngân hàng nhà nước 57 KẾT LUẬN CHƢƠNG 60 t to KẾT LUẬN .61 ng TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi Từ viết tắt Nội dung Tiếng Việt Nội dung Tiếng Anh ep Báo cáo tài BCTC w Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu n CAR lo Chính sách tiền tệ DPRR Dự phịng rủi ro ad CSTT ju y th Hoạt động kinh doanh Ngân hàng Nhà nước yi pl HĐKD NHNN Capital Adequacy Ratio al Ngân hàng thương mại NHTW Ngân hàng trung ương RRTK Rủi ro khoản FEM Mơ hình hiệu ứng tác động cố định NIM Tỷ lệ thu nhập lãi cận bi n NPL Trạng thái khoản rịng Mơ hình hiệu ứng tác động ngẫu nhiên n ua NHTM n va fu ll oi m Net Interest Margin nh Non Performing Loans at z Random effect model z REM Fixed effect model vb Tỷ suất lợi nhuận tr n tổng tài sản Return On Assets ROE Tỷ suất lợi nhuận tr n tổng vốn chủ sở hữu Return On Equity ht ROA k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ng hi ep Bảng : Tổng hợp kết nghi n cứu 22 w Bảng : Mô tả biến kỳ vọng tương quan quan hệ biến mơ hình ROA 27 n lo Bảng 3.2: Mô tả biến kỳ vọng tương quan quan hệ biến mơ hình ROE 28 ad y th Bảng : Thống k mô tả biến đo lường 38 ju Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan đơn tuyến tính cặp biến 39 yi pl Bảng 4.3: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai .40 al ua Bảng 4.4: Kết phân tích hồi quy mơ hình Pooled OLS - FEM – REM 41 n Bảng 4.5: Kết kiểm định tượng phương sai thay đổi 44 va n Bảng 4.6: Kết kiểm định tượng tự tương quan 45 fu ll Bảng 4.7: Kết phân tích hồi quy theo phương pháp GMM 46 oi m Bảng 4.8: Kết ước lượng GMM: 48 at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to ng DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ hi ep w n Hình 4.1: Tỷ lệ dự trữ khoản qua năm NHTM: 34 lo Hình 4.2: Biểu đồ hiệu hoạt động kinh doanh NHTM 35 ad ju y th Hình 4.3: Biểu đồ tỷ lệ an tồn vốn tối thiểu CAR 37 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re CHƢƠNG : GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI t to 1.1 Lý chọn đề tài ng hi Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) mở cho ep doanh nghiệp nhiều hội đầu tư đem lại khơng khó khăn thách w thức Vì để Việt Nam theo kịp quốc gia khu vực n lo giới doanh nghiệp Việt Nam phải cố gắng để hạn chế thấp ad rủi ro xảy nhằm nâng cao hiệu hoạt động kinh doanh lực cạnh y th tranh tr n thương trường quốc tế ju yi Trong kinh tế thị trường nay, ngân hàng phận vô quan pl ua al trọng hiệu ngân hàng tác động trực tiếp đến hiệu kinh tế đất n nước Trong hoạt động ngân hàng khoản hoạt n va động chủ yếu Tại Việt Nam thời gian qua có lượng nh ngân hàng có tình ll fu hình khoản xấu dẫn đến hoạt động không hiệu Trước tiên Ngân hàng oi m Xây dựng (VNCB) bị NHNN mua lại bắt buộc toàn cổ phần với giá đồng ngày nh 2/2/2015, kế đến, NHNN phải mua lại Ngân hàng Đại Dương (OceanBank) với giá at đồng Trong tháng 7/2015, Ngân hàng Dầu khí Tồn cầu (GP Bank) ngân hàng z z thứ bị NHNN mua lại bắt buộc toàn cổ phần giá đồng Đến tháng 08/2015, vb ht NH TMCP Đơng Á (DongAbank) tổ chức tín dụng bị đưa vào diện quản lý đặc k jm biệt Điều gây ảnh hưởng tiêu cực cho hệ thống ngân hàng gm kinh tế nước nhà Như vậy, kiểm sốt RRTK tốt khơng giúp hệ thống ngân l.c hàng hoạt động tốt mà góp phần nâng cao uy tín kinh tế Việt Nam giới om Cho đến nay, có nhiều nghiên cứu đề tài ảnh hưởng RRTK đến a Lu hiệu HĐKD NHTM thường phân tích theo ngân hàng riêng n lẽ nhóm ngân hàng khác Mặc khác, nghiên cứu thường y đó, tác giả chọn đề tài: “Ảnh hưởng rủi ro khoản đến hiệu hoạt te re như: tăng trưởng kinh tế, lạm phát, thất nghiệp hàng năm Từ lý n va trọng đến yếu tố bên mà xem xét yếu tố kinh tế vĩ mô bên 60 KẾT LUẬN CHƢƠNG t to ng Tr n sở chương trước chương luận văn có kết luận tổng hi ep quát vấn đề nghi n cứu từ hàm ý giải pháp kiểm sốt RRTK cho NHTM NHNN w n lo Mặc khác chương trình bày hạn chế đề tài nghi n cứu ad tác giả đưa hướng nghi n cứu giúp cho đề tài nghi n cứu hoàn thiện y th tương lai ju yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 61 KẾT LUẬN t to ng Ngân hàng phần quan trọng kinh tế hoạt động ngân hi ep hàng ảnh hưởng trực tiếp đến kinh tế nước nhà Bản chất hoạt động ngân hàng tiềm ẩn nhiều rủi ro khơng kiểm sốt tốt gây suy giảm lợi w n nhuận hoạt động Rủi ro khoản rủi ro ảnh hưởng lo ad đến hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng Chính đề tài “Ảnh hưởng y th rủi ro khoản đến hiệu hoạt động kinh doanh Ngân hàng ju thương mại Việt Nam” thực có ý nghĩa lý luận thực tiễn cao yi pl Bài luận văn hệ thống hóa lý thuyết rủi ro khoản hiệu al n ua hoạt động kinh doanh NHTM Việt Nan Bằng cách phân tích hồi quy dựa va tr n liệu 25 ngân hàng giai đoạn 2008 – 2018 luận văn đưa n chứng thực nghiệm ảnh hưởng rủi ro khoản đến hiệu fu ll hoạt động kinh doanh Ngân hàng thương mại Việt Nam oi m nh Từ kết thu được, nghi n cứu đề xuất giải pháp có tính at thực tiễn để kiểm soát rủi ro khoản cho Ngân hàng thương mại Việt Nam z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO t to Tiếng Việt ng hi Báo cáo thường ni n Báo cáo tài ngân hàng giai đoạn 2008- ep 2018; w Đoàn Thị Hồng Vân 2013 Quản trị rủi ro khủng hoảng n lo ad NHNN Việt Nam 2014 Thông tư số 36/2014/TT-NHNN “Quy định giới y th hạn tỷ lệ bảo đảm an toàn hoạt động tổ chức tín dụng chi nhánh ngân ju hàng nước ngồi” yi pl Nguyễn Cơng Tâm Nguyễn Minh Hà 2012 Hiệu hoạt động ngân al n ua hàng nước Đông Nam Á học kinh nghiệm cho Việt Nam ll fu Thống k n va Nguyễn Văn Tiến 2018 Quản trị rủi ro kinh doanh ngân hàng NXB at nh tải oi m Phan Thị Thu Hà, 2017 Quản trị ngân hàng thương mại, NXB Giao thông vận z Trần Huy Hoàng 2011 Quản trị ngân hàng thương mại NXB Lao động xã hội z ht vb Trương Quang Thông 2011 Quản trị ngân hàng thương mại NXB Kinh tế om l.c Tiếng Anh gm trường hợp Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam k jm Trương Quang Thông 2014 Các nhân tố tác động đến rủi ro khoản Adeusi, Kolapo and Aluko, 2014 Determinants of Commercial Banks’ n a Lu Profitability Panel Evidence from Nigeria Profitability in the Jordanian Commercial Bank, International Journal of Business y Ali Sulieman Alshatti1, 2015, The Effect of the Liquidity Management on te re of banking system Journal if Financial Regulation and Compliance n va Ahmed Arif and Ahmed Nauman Anees, 2012 Liquidity risk and performance and Management; Vol 10, No 1; ISSN 1833-3850 E-ISSN 1833-8119 Published t to by Canadian Center of Science and Education, page 62 – 72 ng Chung-Hua Shen et al (2009), Bank Liquidity Risk and Performance, working hi ep paper; w Duttweiler, R , 2009 Managing Liquidity in Banks: a top down approach: John n lo Wiley & Sons ad y th Fredrick Mwaura Mwangi, 2014 The Effect Of Liquidity Risk Management On ju Financial Performance Of Commercial Banks In Kenya yi pl Lucchetta, M (2007), What Do Data Say About Monetary Policy, al ua BankLiquidity and Bank Risk Taking?, Economic Notes by Banca Montedei n Paschi di Siena SpA, vol 36, no 2, pp 189-203; va n Mohammad Hossein Khadem Dezfouli et al, 2014 Inspecting the Effectiveness fu ll of Liquidity Risk on Banks Profitability Kuwait Chapter of Arabian Journal of m oi Business and Management Review, Vol.3, No.9 nh at Naser Ail Yadollahzadeh Tabari et al, 2013 The effect of Liquidity Risk on the z z Performance of Commercial Banks International Research Journal of Applied and ht vb Basic Sciences jm 10 Saleh Taber Alzorqan, 2014 Bank Liquidity Risk and Performance: An k om l.c Accounting gm empirical Study of the banking system in Jordan Research Journal of Finance and 11 Saunders, A & Cornett, M.M (2006), Financial Institutions Management: A n a Lu Risk Management Approach, Mc Graw-Hill, Boston; from Spain Accounting & Finance y 13 Trujillo Ponce, 2013 What determines the profitability of banks? Evidence te re (Thesis) n va 12 Siaw, S (2013) Liquidity risk and bank profitability University of Ghana 14 Vodová, 2013 Liquidity ratios of polish commercial banks t to ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHỤ LỤC Ph l c : Danh sách NHTM Việt Nam mẫu nghi n cứu t to ng hi ep w STT 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 n lo ad Tên NHTM Ngân Hàng Nông Nghiệp & Phát Triển Nông Thôn Việt Nam (Agribank) Ngân Hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam (Vietcombank) Ngân Hàng TMCP Công Thương Việt Nam (Vietinbank) Ngân Hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng (VPBank) Ngân Hàng TMCP Đầu Tư & Phát Triển Việt Nam (BIDV) Ngân Hàng TMCP Á Châu (ACB) Ngân Hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam (Eximbank) Ngân Hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam (MaritimeBank) Ngân Hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam (Techcombank) Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương (Saigonbank) Ngân Hàng TMCP Phương Đông (OCB) Ngân Hàng TMCP Quốc Tế Việt Nam (VIB) Ngân Hàng TMCP Phát Triển Thành Phố Hồ Chí Minh (HDBank) Ngân Hàng TMCP Nam Á (NamABank) Ngân Hàng TMCP Đông Nam Á (SeABank) Ngân Hàng TMCP An Bình (ABBank) Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín (Sacombank) Ngân Hàng TMCP Quân Đội (MBBank) Ngân Hàng TMCP Quốc Dân (NCB) Ngân Hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex (PGBank) Ngân Hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội (SHB) Ngân Hàng TMCP Bưu Điện Li n Việt (LienVietPostBank) Ngân Hàng TMCP Tiên Phong (TPBank) Ngân Hàng TMCP Bảo Việt (BaoVietBank) Ngân Hàng TMCP Sài Gòn (SCB) Nguồn: Tác giả tổng hợp ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Ph l c 2: Kết thống k mô tả d liệu t to ng hi ep Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -roa | 274 8633212 1.677426 -20.78 5.95 roe | 274 9.854963 8.594154 -56.33 32.14 fgap | 274 -.1061679 1308758 -.58 48 eta | 274 9.82292 5.452238 3.26 46.24 npl | 274 2.260766 1.334789 8.8 -+ -gdp | 274 6.390255 1.09305 5.25 9.46 inf | 274 7.478759 6.043432 1.84 19.9 uep | 274 1.566131 4335403 2.38 w n lo ad Ph l c 3: Kết kiểm định tƣơng quan ju y th yi | roa roe fgap eta npl gdp inf uep -+ -roa | 1.0000 roe | 0.5896 1.0000 fgap | 0.1815 0.2882 1.0000 eta | 0.2429 -0.1043 0.2483 1.0000 npl | -0.0797 -0.2259 0.0478 0.0827 1.0000 gdp | 0.0182 0.1052 -0.0094 -0.1601 -0.1811 1.0000 inf | 0.1691 0.1509 0.3464 0.2742 0.0141 -0.1452 1.0000 uep | -0.0131 0.0213 0.0251 0.0627 -0.2207 0.3427 -0.0497 1.0000 pl n ua al n va fu ll Ph l c 4: Kết kiểm định đa cộng tuyến mô h nh ROA m oi Variable | VIF 1/VIF -+ -inf | 1.21 0.826938 gdp | 1.20 0.830890 uep | 1.19 0.838516 fgap | 1.18 0.848788 eta | 1.16 0.862168 npl | 1.08 0.929675 -+ -Mean VIF | 1.17 at nh z z ht vb k jm om l.c n a Lu n va y te re Variable | VIF 1/VIF -+ -inf | 1.21 0.826938 gdp | 1.20 0.830890 uep | 1.19 0.838516 fgap | 1.18 0.848788 eta | 1.16 0.862168 npl | 1.08 0.929675 -+ -Mean VIF | 1.17 gm Ph l c 5: Kết kiểm định đa cộng tuyến mô h nh ROE Ph l c 6: Mơ hình POOLED OLS ROA t to ng hi Source | SS df MS -+ -Model | 74.5704489 12.4284082 Residual | 693.585455 267 2.59769833 -+ -Total | 768.155904 273 2.81375789 Number of obs F( 6, 267) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 274 4.78 0.0001 0.0971 0.0768 1.6117 ep -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 1.370262 8090102 1.69 0.091 -.2225892 2.963113 eta | 06748 0192683 3.50 0.001 0295429 105417 npl | -.1349557 075794 -1.78 0.076 -.2841856 0142741 gdp | 1102267 0979042 1.13 0.261 -.0825358 3029892 inf | 0222683 0177498 1.25 0.211 -.012679 0572157 uep | -.2856847 2457128 -1.16 0.246 -.7694659 1980964 _cons | 2275556 7603727 0.30 0.765 -1.269534 1.724645 w n lo ad ju y th yi pl ua al n Ph l c 7: Mô h nh POOLED OLS ROE va Number of obs F( 6, 267) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n Source | SS df MS -+ -Model | 3632.46825 605.411375 Residual | 16531.1706 267 61.9144965 -+ -Total | 20163.6388 273 73.8594829 ll fu oi m nh = = = = = = 274 9.78 0.0000 0.1801 0.1617 7.8686 at -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 20.27668 3.949625 5.13 0.000 12.50031 28.05306 eta | -.2790817 0940685 -2.97 0.003 -.4642921 -.0938714 npl | -1.445679 3700296 -3.91 0.000 -2.174226 -.7171319 gdp | 5427119 4779728 1.14 0.257 -.3983632 1.483787 inf | 1472349 0866552 1.70 0.090 -.0233796 3178494 uep | -.8612802 1.199581 -0.72 0.473 -3.223122 1.500561 _cons | 14.79711 3.712174 3.99 0.000 7.488255 22.10597 - z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Ph l c 8: Mô h nh FEM ROA t to ng Number of obs Number of groups = = 274 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 11.0 11 hi Fixed-effects (within) regression Group variable: manh within = 0.0860 between = 0.0894 overall = 0.0844 ep corr(u_i, Xb) F(6,243) Prob > F = -0.0772 = = 3.81 0.0012 w n lo -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 2.373705 1.080261 2.20 0.029 2458356 4.501575 eta | 0560422 0253578 2.21 0.028 006093 1059913 npl | -.0239374 0861854 -0.28 0.781 -.1937031 1458284 gdp | 1129835 0982041 1.15 0.251 -.0804564 3064234 inf | 0170068 0183756 0.93 0.356 -.019189 0532026 uep | -.2213486 2466612 -0.90 0.370 -.7072155 2645183 _cons | 1164294 8017856 0.15 0.885 -1.462907 1.695766 -+ -sigma_u | 56334672 sigma_e | 1.5975642 rho | 11059477 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(24, 243) = 1.20 Prob > F = 0.2440 ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu = = 274 25 Obs per group: = avg = max = 10 11.0 11 z ht vb jm F(6,243) Prob > F = = k = -0.0057 Number of obs Number of groups z corr(u_i, Xb) at within = 0.1729 between = 0.1539 overall = 0.1662 nh R-sq: oi Fixed-effects (within) regression Group variable: manh m Ph l c 9: Mô h nh FEM ROE 8.47 0.0000 gm om l.c -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 23.7585 4.576166 5.19 0.000 14.74448 32.77251 eta | -.2349263 10742 -2.19 0.030 -.4465194 -.0233331 npl | -.8055174 3650957 -2.21 0.028 -1.524674 -.0863611 gdp | 654638 4160091 1.57 0.117 -.1648061 1.474082 inf | 1065985 0778422 1.37 0.172 -.046733 25993 uep | -.6771648 1.044898 -0.65 0.518 -2.735379 1.381049 _cons | 12.5861 3.396499 3.71 0.000 5.895765 19.27644 -+ -sigma_u | 4.6465494 sigma_e | 6.7675512 rho | 32037938 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(24, 243) = 4.91 Prob > F = 0.0000 n a Lu n va y te re Ph l c 10: Mô h nh REM ROA t to Number of obs Number of groups = = 274 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 11.0 11 ng Random-effects GLS regression Group variable: manh hi within = 0.0772 between = 0.2529 overall = 0.0971 ep corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 28.71 0.0001 w n -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 1.370262 8090102 1.69 0.090 -.2153691 2.955893 eta | 06748 0192683 3.50 0.000 0297149 1052451 npl | -.1349557 075794 -1.78 0.075 -.2835092 0135977 gdp | 1102267 0979042 1.13 0.260 -.081662 3021154 inf | 0222683 0177498 1.25 0.210 -.0125206 0570573 uep | -.2856847 2457128 -1.16 0.245 -.767273 1959036 _cons | 2275556 7603727 0.30 0.765 -1.262748 1.717859 -+ -sigma_u | sigma_e | 1.5975642 rho | (fraction of variance due to u_i) lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu 274 25 Obs per group: = avg = max = 10 11.0 11 ht vb jm Wald chi2(6) Prob > chi2 = = k gm = (assumed) = = z corr(u_i, X) Number of obs Number of groups z within = 0.1718 between = 0.1772 overall = 0.1729 at R-sq: nh Random-effects GLS regression Group variable: manh oi m Ph l c 11: Mô h nh REM ROE 55.53 0.0000 om l.c -roe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -fgap | 22.56259 4.234432 5.33 0.000 14.26325 30.86192 eta | -.2452682 0998866 -2.46 0.014 -.4410422 -.0494941 npl | -.9732221 3540732 -2.75 0.006 -1.667193 -.2792514 gdp | 6251124 4155042 1.50 0.132 -.1892609 1.439486 inf | 1190062 0770713 1.54 0.123 -.0320508 2700631 uep | -.7234414 1.043386 -0.69 0.488 -2.76844 1.321557 _cons | 13.09707 3.440834 3.81 0.000 6.353162 19.84098 -+ -sigma_u | 4.0098899 sigma_e | 6.7675512 rho | 25984947 (fraction of variance due to u_i) n a Lu n va y te re Ph l c 12: Kiểm định mơ hình Pooled OLS FEM t to Đối với ROA: ng F test that all u_i=0: F(24, 243) = 1.20 Prob > F = 0.2440 F(24, 243) = 4.91 Prob > F = 0.0000 hi Đối với ROE: ep F test that all u_i=0: Ph l c 13: Kiểm định mô h nh FEM REM w Đối với ROA: n Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | F1 R1 Difference S.E -+ -fgap | 2.373705 1.370262 1.003443 7158669 eta | 0560422 06748 -.0114378 0164849 npl | -.0239374 -.1349557 1110184 0410267 gdp | 1129835 1102267 0027568 0076689 inf | 0170068 0222683 -.0052615 0047548 uep | -.2213486 -.2856847 0643361 0216093 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg lo ad ju y th yi pl n ua al difference in coefficients not systematic n Ho: va Test: fu ll chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.58 Prob>chi2 = 0.2708 (V_b-V_B is not positive definite) oi m at nh z Đối với ROE: z Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | F2 R2 Difference S.E -+ -fgap | 23.7585 22.56259 1.195912 1.735188 eta | -.2349263 -.2452682 0103419 0395187 npl | -.8055174 -.9732221 1677047 0890342 gdp | 654638 6251124 0295256 0204886 inf | 1065985 1190062 -.0124076 0109278 uep | -.6771648 -.7234414 0462766 056202 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ht vb k jm om l.c gm Ho: difference in coefficients not systematic n n va chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.42 Prob>chi2 = 0.6194 (V_b-V_B is not positive definite) a Lu Test: y te re Ph l c 14: Kiểm định mô h nh Pooled OLS REM t to Đối với ROA: ng Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects hi ep roa[manh,t] = Xb + u[manh] + e[manh,t] w n lo Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ roa | 2.813758 1.677426 e | 2.552211 1.597564 u | 0 ad ju y th Var(u) = yi Test: pl chibar2(01) = Prob > chibar2 = n ua al 0.00 1.0000 va Đối với ROE: n Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ll fu m oi roe[manh,t] = Xb + u[manh] + e[manh,t] nh at Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ roe | 73.85948 8.594154 e | 45.79975 6.767551 u | 16.07922 4.00989 z z ht vb k jm Var(u) = 83.04 0.0000 om l.c chibar2(01) = Prob > chibar2 = gm Test: n a Lu n va y te re Ph L c 15: Kiểm tra tƣ ng phƣơng sai thay đổi t to Đối với ROA: ng White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity hi ep chi2(27) Prob > chi2 = = 15.66 0.9591 w n Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test lo ad Source | chi2 df p -+ Heteroskedasticity | 15.66 27 0.9591 Skewness | 3.85 0.6973 Kurtosis | 1.09 0.2973 -+ Total | 20.60 34 0.9659 - ju y th yi pl n ua al n va fu Đối với ROE: ll Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m z 3579.91 0.0000 z chi2 (25) = Prob>chi2 = at nh H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ht vb k jm om n a Lu Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 24) = 274.637 Prob > F = 0.0000 l.c gm Ph L c 16: Kiểm tra tƣ ng tự tƣơng quan Đối với ROA: n va Đối với ROE: y te re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 24) = 12.351 Prob > F = 0.0018 Ph L c 17: Mô h nh GMM ROA xtabond roa fgap eta npl gdp inf uep,twostep t to ng Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: manh Time variable: nam Number of obs Number of groups hi ep Obs per group: 52 w Number of instruments = = = 224 25 = avg = max = 8.96 = = 1342.33 0.0000 n Wald chi2(7) Prob > chi2 lo Two-step results -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -roa | L1 | -.0056659 0022868 -2.48 0.013 -.0101479 -.0011838 | fgap | 3.452367 4482312 7.70 0.000 2.57385 4.330884 eta | 1755793 0122945 14.28 0.000 1514826 1996761 npl | -.0752501 0259943 -2.89 0.004 -.126198 -.0243021 gdp | 1564918 0162243 9.65 0.000 1246929 1882908 inf | 0004141 0060785 0.07 0.946 -.0114996 0123278 uep | -.3109516 0935739 -3.32 0.001 -.4943531 -.12755 _cons | -.7505454 2889603 -2.60 0.009 -1.316897 -.1841936 ad ju y th yi pl n ua al n va fu ll estat sargan Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid 21.45317 0.9983 at nh z estat abond = = oi m chi2(44) Prob > chi2 z ht vb Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors + -+ |Order | z Prob > z| | + | | |-1.0492 0.2941 | | |-1.1323 0.2575 | + -+ H0: no autocorrelation k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Ph L c 18: Mô h nh GMM ROE t to xtabond roe fgap eta npl gdp inf uep,twostep ng hi ep Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: manh Time variable: nam Number of obs Number of groups Obs per group: w 52 n Number of instruments = = = 224 25 = avg = max = 8.96 = = 851.47 0.0000 lo Wald chi2(7) Prob > chi2 ad Two-step results -roe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -roe | L1 | 3841166 0417299 9.20 0.000 3023275 4659058 | fgap | 27.54255 3.755751 7.33 0.000 20.18141 34.90369 eta | 7162521 231158 3.10 0.002 2631906 1.169314 npl | -.7361722 2577872 -2.86 0.004 -1.241426 -.2309186 gdp | 7207571 1486219 4.85 0.000 4294635 1.012051 inf | -.1251999 0869955 -1.44 0.150 -.295708 0453082 uep | 9630221 8763507 1.10 0.272 -.7545938 2.680638 _cons | -1.227938 2.410144 -0.51 0.610 -5.951733 3.495858 ju y th yi pl n ua al n va fu ll estat sargan Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid oi m 19.59775 0.9995 at z z estat abond = = nh chi2(44) Prob > chi2 vb ht Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors + -+ |Order | z Prob > z| | + | | |-1.6989 0.0893 | | |-1.3633 0.1728 | + -+ H0: no autocorrelation k jm om l.c gm n a Lu n va y te re