(Luận văn) tác động của đa dạng hóa thu nhập đến lợi nhuận ngân hàng thương mại việt nam

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad ju y th NGUYỄN ĐĂNG THẢO HUYÊN yi pl n ua al n va ll fu TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA m oi THU NHẬP ĐẾN LỢI NHUẬN nh at NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM z z ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm an Lu n va ey t re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep NGUYỄN ĐĂNG THẢO HUYÊN w n lo ad ju y th TÁC ĐỘNG CỦA ĐA DẠNG HÓA yi THU NHẬP ĐẾN LỢI NHUẬN pl al n ua NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM n va ll fu m oi Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng (Ngân hàng) at nh z Mã số: 8340201 z jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN PHÚC CẢNH om l.c an Lu n va Tp Hồ Chí Minh – Năm 2019 ey t re LỜI CAM ĐOAN t to ng hi Để thực luận văn thạc sĩ “Tác động đa dạng hóa thu nhập đến lợi ep nhuận ngân hàng thương mại Việt Nam”, tác giả nghiên cứu khoa học độc w lập, tìm hiểu vấn đề, nghiêm túc làm việc trao đổi với giáo viên hướng dẫn n lo Tiến sĩ Nguyễn Phúc Cảnh ad Tác giả xin cam đoan cơng trình tơi nghiên cứu soạn thảo; y th ju trích dẫn số liệu luận văn dẫn nguồn có độ xác yi phạm vi hiểu biết tơi pl al n ua Tp Hồ Chí Minh, ngày 20 tháng 01 năm 2019 n va Tác giả luận văn ll fu oi m at nh Nguyễn Đăng Thảo Huyên z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT w n DANH MỤC BẢNG lo ad TÓM TẮT ju y th ABSTRACT CHƯƠNG : GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .1 yi pl 1.1 Sự cần thiết .1 ua al 1.2 Giới thiệu đề tài n 1.2.1 Lý lựa chọn đề tài: n va 1.2.2 Mục tiêu nghiên cứu fu 1.3 Cơ sở lý thuyết ll 1.3.1 Lý thuyết đa dạng hóa, thu nhập lợi nhuận ngân hàng .2 m oi 1.3.2 Lược khảo nghiên cứu trước nh 1.4 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu .5 at z 1.4.1 Mô tả mẫu nghiên cứu .5 z 1.4.2 Phương pháp nghiên cứu vb ht 1.4.3 Ý nghĩa khoa học .8 k jm 1.5 Kết cấu luận văn .8 l.c gm CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ ĐA DẠNG HÓA THU NHẬP VÀ LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 2.1 Lý thuyết thu nhập đa dạng hóa thu nhập ngân hàng thương mại om 2.1.1 Khái niệm thu nhập đa dạng hóa thu nhập ngân hàng thương mại .9 an Lu 2.1.1.1 Khái niệm thu nhập ngân hàng thương mại 2.1.1.2 Khái niệm đa dạng hóa thu nhập ngân hàng .10 Lý thuyết lợi nhuận ngân hàng .12 2.2.2 Vai trò lợi nhuận ngân hàng thương mại .13 2.2.3 Một số tiêu đo lường lợi nhuận ngân hàng 14 ey 2.2.1 Khái niệm lợi nhuận ngân hàng thương mại .12 t re 2.2 n va 2.1.2 Vai trò thu nhập đa dạng hóa thu nhập ngân hàng thương mại 11 t to 2.3 Cơ sở lý thuyết tác động đa dạng hóa thu nhập đến lợi nhuận ngân hàng 15 2.4 Tổng quan nghiên cứu trước phát triển giả thuyết nghiên cứu 18 ng hi 2.4.1 Các kết nghiên cứu có liên quan .18 2.4.2 Giả thuyết nghiên cứu đề xuất 22 ep CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 w n 3.1 Mơ hình nghiên cứu 28 3.2 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu 32 lo Dữ liệu .32 3.2.2 Phương pháp nghiên cứu 32 ad 3.2.1 y th ju CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 yi Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 36 4.2 Kiểm định đa cộng tuyến 37 pl 4.1 ua al Ma trận tương quan đơn cặp biến .37 4.2.2 Hệ số phóng đại phương sai 38 va Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM REM 39 n 4.3 n 4.2.1 fu Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS mơ hình REM 39 4.3.2 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình REM .39 ll 4.3.1 oi m Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi 40 4.5 Kiểm định tự tương quan sai số 41 4.6 Kết lựa chọn phương pháp ước lượng mơ hình 42 4.7 Kết hồi quy ước lượng thảo luận kết 42 at nh 4.4 z z ht vb jm Tóm tắt chương .49 k CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 50 gm Kết luận kết nghiên cứu .50 5.2 Kiến nghị .51 5.3 Hạn chế đề tài gợi ý nghiên cứu 52 an Lu PHỤ LỤC om DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO l.c 5.1 n va ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to Từ viết tắt Diễn giải ng hi ep Ngân hàng thương mại NH Ngân hàng NHTM w n Return on average assets – tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản lo ad ROAA bình quân y th Return on average equity – tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu ju yi ROAE pl bình quân al General Statistics Office of Vietnam - Tổng cục thống kê Việt n va Nam n ua GSO Ngân hàng LC Letter of credit – thư tín dụng ll fu NH oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG t to Bảng 2.1: Bảng giải thích biến mơ hình nghiên cứu 25 ng Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả biến mơ hình 35 hi ep Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan 37 w Bảng 4.3: Hệ số phóng đại phương sai mơ hình 37 n lo Bảng 4.4: Kiểm định Breusch Pagan Lagrange multiplier 38 ad y th Bảng 4.5: Kiểm định Hausman 39 ju Bảng 4.6: Kiểm định phương sai sai số thay đổi 40 yi pl Bảng 4.7: Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình 40 ua al Bảng 4.8: Kết ước lượng mơ hình ROAA biến phụ thuộc 42 n Bảng 4.9: Kết ước lượng mô hình ROAE biến phụ thuộc 44 n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to Nghiên cứu sử dụng mẫu 32 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam ng (Gồm NHTM cổ phần NHTM nhà nước) với phương pháp nghiên cứu định hi ep lượng giai đoạn 2011 - 2018 để phân tích tác động đa dạng hóa thu nhập đến lợi nhuận NHTM Việt Nam Tác giả dùng phương pháp ước lượng GMM w để đọc kết ưu điểm khắc phục tự tương quan, phương sai sai số thay đổi n lo tượng nội sinh mơ hình Kết định lượng đo lường lợi nhuận ad y th biến ROAA hay ROAE cho thấy đa dạng hóa thu nhập ngân hàng tác động ju chiều đến lợi nhuận ngân hàng có ý nghĩa thống kê Dựa vào kết yi pl khẳng định ngân hàng thương mại gia tăng đa dạng hóa thu nhập giúp ngân ua al hàng đạt nhiều lợi nhuận Từ giúp cho nhà quản trị ngân hàng có thêm n sở giảm phụ thuộc vào nguồn thu nhập lãi gia tăng nguồn thu nhập n va lãi ll fu Từ khóa: Đa dạng hóa thu nhập, lợi nhuận ngân hàng, ngân hàng thương mại oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re ABSTRACT t to Research using data of 32 Vietnamese commercial banks (including joint ng stock commercial banks and state-owned commercial banks) in the period from hi ep 2011 to 2018 analyzes the impact of revenue diversification to profit of Vietnamese commercial banks The author uses the Generalized Method of Moments estimator - w n GMM method to show the results because of the advantages of overcoming lo ad autocorrelation, variance of change error and endogenous phenomenon in the y th model The results of quantitative measurement of profit by variable ROAA or ju ROAE show that revenue diversification has a positive impact on profits’ bank and yi pl is statistically significant Based on the positive results, when commercial banks ua al increase revenue diversification, they will help banks achieve more profit Since n then, it helps bank managers have more basis to reduce dependence on interest va n income and increase non-interest income fu ll Keywords: Revenue diversification, profit bank, bank oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI t to 1.1 Sự cần thiết ng Trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế, ảnh hưởng cách mạng hi ep công nghiệp 4.0 việc phát triển mạnh mẽ công ty Fintech, ngân hàng thương mại Việt Nam không ngừng nâng cao lực cạnh tranh, đa dạng w hóa sản phẩm để theo kịp vượt đối thủ ngân hàng 100% vốn n lo nước ngoài, chi nhánh ngân hàng nước cơng ty Fintech Đó ad y th đối thủ cạnh tranh có lợi cơng nghệ, từ cung cấp dịch vụ tài ju thuận tiện hơn, chi phí thấp hơn, tốc độ xử lý nhanh Rõ ràng việc yi pl đặt thách thức không nhỏ dịch vụ tài truyền thống ua al Hơn nữa, việc đa dạng hóa thu nhập cịn đặt ngân hàng vào trạng thái rủi n ro ảnh hưởng đến hiệu kinh doanh ngân hàng Nên tác giả chọn đề tài va n nghiên cứu là: “Tác động đa dạng hóa thu nhập đến lợi nhuận Ngân hàng oi at nh 1.2.1 Lý lựa chọn đề tài: m 1.2 Giới thiệu đề tài ll fu thương mại Việt Nam” z Cuộc khủng hoảng kinh tế năm 2008 gây tác động mạnh mẽ đến kinh z ht vb tế Việt Nam nói riêng làm tốc độ tăng trưởng kinh tế bị sụt giảm từ mức 8,48% năm jm 2007 (GSO, 2007) xuống 6,23% năm 2008 (GSO, 2008), 5,32% k năm 2009 (GSO, 2009) nhiều doanh nghiệp đình trệ sản xuất, bị từ chối hợp gm l.c đồng, kinh doanh sản phẩm khó khăn làm hàng tồn kho ngày nhiều, hoạt động xuất nhập giảm mạnh với chi phí lãi vay cao từ năm 2007 14%/ năm om đến năm 2010 tăng thành 20%, 24%/năm, nhiều doanh nghiệp khả an Lu toán gây nên nợ xấu tăng nhanh Theo số liệu thống kê giai đoạn từ nước yêu cầu ngân hàng phải tăng trích lập dự phịng nợ xấu Điều làm cho lợi nhuận ngân hàng bị sụt giảm đáng kể, nên ngân hàng tìm cách để tăng ey tín dụng Việt Nam tăng mạnh tới 23,73% so với năm 2012 nên ngân hàng Nhà t re tăng trưởng nợ xấu lại mức 51% Năm 2013, có thời điểm nợ xấu tổ chức n va năm 2008 đến 2011, tốc độ tăng trưởng tín dụng bình qn 26,56%, tốc độ 6.2 Mơ hình biến ROAE biến phụ thuộc t to xtreg ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,fe ng hi Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 208 32 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.5 ep within = 0.5412 between = 0.5675 overall = 0.5363 w corr(u_i, Xb) F(9,167) Prob > F = -0.4524 = = 21.89 0.0000 n lo ROAE Coef ad 1.266724 0753097 3.493974 -.0570906 -.2314114 0310014 -.0081013 7816986 5472313 -76.4501 yi pl P>|t| 2.24 1.70 2.67 -1.62 -9.15 1.37 -0.39 0.88 3.44 -2.54 [95% Conf Interval] 0.027 0.092 0.008 0.108 0.000 0.173 0.701 0.379 0.001 0.012 1483696 -.0123529 9100509 -.1268097 -.2813445 -.0137647 -.04963 -.9676697 233295 -135.8181 2.385078 1629723 6.077896 0126284 -.1814782 0757674 0334274 2.531067 8611677 -17.0821 (fraction of variance due to u_i) n F test that all u_i=0: va 4.0742997 3.2729959 6077791 n ua al sigma_u sigma_e rho t 5664644 0444025 1.308798 0353138 0252919 0226747 021035 8860832 1590138 30.07085 ju y th DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons Std Err F(31, 167) = 5.26 Prob > F = 0.0000 fu ll est store efe m xtreg ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,re = = 208 32 Obs per group: = avg = max = 6.5 at z within = 0.5266 between = 0.6661 overall = 0.6037 z vb Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) = = Std Err z P>|z| 254.33 0.0000 jm ht corr(u_i, X) Number of obs Number of groups nh R-sq: oi Random-effects GLS regression Group variable: bank1 Coef [95% Conf Interval] DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons 1.760408 0292053 1.743828 -.0598783 -.2281396 0272277 0113172 2.167658 6541378 -39.27709 5660149 0367478 4429799 0319367 02258 0224212 0205361 6459184 1594546 11.38817 sigma_u sigma_e rho 2.2441312 3.2729959 31978184 (fraction of variance due to u_i) k ROAE 2.869777 1012296 2.612053 0027165 -.1838835 0711724 0515672 3.433635 966663 -16.95669 om an Lu 6510393 -.042819 8756035 -.1224731 -.2723956 -.016717 -.0289329 9016812 3416126 -61.59748 l.c 0.002 0.427 0.000 0.061 0.000 0.225 0.582 0.001 0.000 0.001 gm 3.11 0.79 3.94 -1.87 -10.10 1.21 0.55 3.36 4.10 -3.45 n va ey t re est store ere hausman efe ere t to Coefficients (b) (B) efe ere ng hi ep w n lo 1.266724 0753097 3.493974 -.0570906 -.2314114 0310014 -.0081013 7816986 5472313 ad DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF (b-B) Difference 1.760408 0292053 1.743828 -.0598783 -.2281396 0272277 0113172 2.167658 6541378 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.4936842 0461044 1.750145 0027877 -.0032718 0037737 -.0194185 -1.385959 -.1069065 0225632 0249236 1.231553 0150702 011394 0033815 0045539 6065746 y th ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Ho: difference in coefficients not systematic pl Test: al n ua chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 29.03 Prob>chi2 = 0.0006 (V_b-V_B is not positive definite) n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC 7: Kiểm định phương sai sai số thay đổi t to 7.1 Mơ hình biến ROAA biến phụ thuộc ng xtreg ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,fe hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.5069 between = 0.5025 overall = 0.4800 ad y th corr(u_i, Xb) = = 208 32 Obs per group: = avg = max = 6.5 F(9,167) Prob > F = -0.1219 = = 19.07 0.0000 ju Std Err .0532287 0041723 1229831 0033183 0023766 0021307 0019766 0832621 014942 2.825651 pl Coef al yi ROAA [95% Conf Interval] n n va ll fu 0.000 0.106 0.746 0.015 0.000 0.050 0.346 0.318 0.005 0.433 1308483 -.0014588 -.2827827 -.0146675 -.0269384 -6.35e-07 -.0057705 -.0810597 0134281 -3.358928 3410239 0150159 2028213 -.001565 -.0175543 0084124 0020341 2477041 0724271 7.798272 at nh 28542053 30755179 46272932 4.43 1.62 -0.33 -2.45 -9.36 1.97 -0.95 1.00 2.87 0.79 oi sigma_u sigma_e rho P>|t| m 2359361 0067785 -.0399807 -.0081162 -.0222463 0042059 -.0018682 0833222 0429276 2.219672 ua DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons t z z (fraction of variance due to u_i) F(31, 167) = 4.64 Prob > F = 0.0000 jm k xttest3 om an Lu 4.1e+05 0.0000 l.c H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (32) = Prob>chi2 = ht vb F test that all u_i=0: n va ey t re 7.2 Mơ hình biến ROAE biến phụ thuộc t to xtreg ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,fe ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 208 32 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.5 within = 0.5412 between = 0.5675 overall = 0.5363 w n lo ad = -0.4524 ju y th corr(u_i, Xb) Std Err n ua ll fu P>|t| 2.24 1.70 2.67 -1.62 -9.15 1.37 -0.39 0.88 3.44 -2.54 21.89 0.0000 2.385078 1629723 6.077896 0126284 -.1814782 0757674 0334274 2.531067 8611677 -17.0821 at nh 1483696 -.0123529 9100509 -.1268097 -.2813445 -.0137647 -.04963 -.9676697 233295 -135.8181 z z 5.26 Prob > F = 0.0000 k jm F(31, 167) = ht vb (fraction of variance due to u_i) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model an Lu n va 3049.14 0.0000 om H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i l.c gm xttest3 chi2 (32) = Prob>chi2 = = = [95% Conf Interval] 0.027 0.092 0.008 0.108 0.000 0.173 0.701 0.379 0.001 0.012 oi m F test that all u_i=0: va 4.0742997 3.2729959 6077791 5664644 0444025 1.308798 0353138 0252919 0226747 021035 8860832 1590138 30.07085 t n 1.266724 0753097 3.493974 -.0570906 -.2314114 0310014 -.0081013 7816986 5472313 -76.4501 al sigma_u sigma_e rho Coef pl DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons yi ROAE F(9,167) Prob > F ey t re PHỤ LỤC 8: Kiểm định tự tương quan t to xtserial ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF ng hi ep w Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 31) = 22.214 Prob > F = 0.0000 n lo ad xtserial ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF y th ju Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 31) = 35.004 Prob > F = 0.0000 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC 9: Kết ước lượng phương pháp chạy mơ hình ROAA biến phụ thuộc t to ng 9.1 Phương pháp Pooled OLS hi reg ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF ep Source SS df MS n 198 3.61907369 148522791 61.9791758 207 299416308 lo 32.5716632 29.4075126 ad w Model Residual Total Number of obs F( 9, 198) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 208 24.37 0.0000 0.5255 0.5040 38539 ju y th ROAA Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] yi pl n ua 0579057 0028874 0268876 0027505 0019493 0023038 0020507 0665736 0172823 8224395 n va ll fu m 5.65 -0.61 0.20 -0.47 -11.13 0.47 1.21 2.62 3.70 0.34 oi 3269956 -.0017669 0054386 -.0012816 -.0216943 0010906 0024834 174215 0639182 277098 al DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons 0.000 0.541 0.840 0.642 0.000 0.636 0.227 0.010 0.000 0.737 2128046 -.0074609 -.0475842 -.0067056 -.0255383 -.0034526 -.0015607 0429307 0298372 -1.344767 4411866 0039271 0584613 0041425 -.0178503 0056338 0065274 3054992 0979993 1.898963 at nh est store model1 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re 9.2 Phương pháp REM t to xtreg ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,re ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 208 32 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.5 within = 0.5014 between = 0.5572 overall = 0.5094 w n lo ad corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) = = 205.14 0.0000 ju y th ROAA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] yi pl n ua va ll 5.06 0.76 -0.10 -1.96 -10.48 1.52 -0.21 1.89 3.43 1.04 0.000 0.444 0.917 0.051 0.000 0.130 0.832 0.059 0.001 0.298 oi m 1603765 -.0040726 -.0870401 -.0115193 -.0258995 -.0009112 -.0040826 -.0041166 0213214 -.9871046 3631712 0092836 0782033 0000142 -.0177357 0071219 0032846 2282235 0783535 3.224863 at nh z (fraction of variance due to u_i) z 22589918 30755179 35043916 fu sigma_u sigma_e rho 0517343 0034073 0421547 0029423 0020826 0020493 0018794 0592715 0145493 1.074501 n 2617739 0026055 -.0044184 -.0057526 -.0218176 0031054 -.000399 1120534 0498375 1.118879 al DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons k jm ht vb est store model2 om l.c gm an Lu n va ey t re 9.3 Phương pháp FGLS t to xtgls ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,panels(h) corr(ar1) force ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels (0.6331) w n 32 10 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad ju y th Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 yi = = = = = = = 208 32 6.5 376.49 0.0000 pl al Std Err n z ll fu oi m 2.70 -1.58 0.55 0.02 -13.59 -1.26 1.65 4.36 6.65 0.12 P>|z| [95% Conf Interval] 0410121 -.009959 -.0394698 -.0046543 -.0236976 -.0040882 -.0003641 1017013 0492337 -1.413025 at nh 0.007 0.115 0.586 0.981 0.000 0.209 0.098 0.000 0.000 0.908 z 0550711 0028151 0279009 0024032 0015242 0012716 0011921 0424231 0104905 7661932 n 1489494 -.0044415 015215 000056 -.0207103 -.001596 0019723 184849 0697947 088686 va DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons Coef ua ROAA 2568868 001076 0698998 0047662 -.0177229 0008963 0043087 2679968 0903558 1.590397 z k jm ht vb est store model3 om l.c gm an Lu n va ey t re 9.4 Phương pháp GMM t to xtabond ROAA DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF ng hi ep Number of obs Number of groups Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: bank1 Time variable: year Obs per group: w n lo ad Number of instruments = 31 = = 175 32 = avg = max = 5.46875 = = 244.74 0.0000 y th Wald chi2(10) Prob > chi2 ju One-step results yi Coef Std Err pl ROAA z [95% Conf Interval] 3.13 0.002 0870749 3795886 2.81 0.18 0.26 -0.18 -8.71 -0.37 -0.24 1.65 3.18 -0.03 0.005 0.854 0.793 0.853 0.000 0.710 0.806 0.099 0.001 0.973 0411798 -.0070614 -.1807092 -.0066344 -.022524 -.0041183 -.0036162 -.0204337 0149053 -4.920765 2311121 0085276 2364715 00549 -.0142455 0028048 0028127 2370119 0628995 4.752653 al P>|z| n va oi m at nh z z ht vb 048453 0039769 1064256 003093 0021119 0017661 0016401 0656761 0122436 2.467754 ll 1361459 0007331 0278811 -.0005722 -.0183847 -.0006567 -.0004017 1082891 0389024 -.0840559 fu DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons 0746222 n 2333317 ua ROAA L1 k jm Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).ROAA Standard: D.DIV D.LA D.TA D.DA D.EFF D.ASGR D.LGR D.GDP D.INF Instruments for level equation Standard: _cons om l.c gm est store model4 an Lu n va ey t re 9.5 Bảng tổng hợp kết phương pháp ước lượng t to esttab model1 model2 model3 model4,star(* 0.1 ** 0.05 *** 0.01) ng hi (1) ROAA ep DIV 0.327*** (5.65) w n lo ad LA (2) ROAA ju y th TA 0.262*** (5.06) 0.149*** (2.70) 0.136*** (2.81) 0.00261 (0.76) -0.00444 (-1.58) 0.000733 (0.18) 0.00544 (0.20) -0.00442 (-0.10) 0.0152 (0.55) 0.0279 (0.26) 0.0000560 (0.02) -0.000572 (-0.18) pl -0.00128 (-0.47) -0.00575* (-1.96) n ua al EFF (4) ROAA -0.00177 (-0.61) yi DA (3) ROAA -0.0218*** (-10.48) -0.0207*** (-13.59) -0.0184*** (-8.71) n va -0.0217*** (-11.13) oi -0.000399 (-0.21) -0.000657 (-0.37) 0.00197* (1.65) -0.000402 (-0.24) at nh 0.00248 (1.21) -0.00160 (-1.26) m LGR 0.00311 (1.52) ll 0.00109 (0.47) fu ASGR 0.0498*** (3.43) 0.0698*** (6.65) 0.0389*** (3.18) k jm 0.0639*** (3.70) 0.108* (1.65) ht INF 0.185*** (4.36) vb 0.112* (1.89) z 0.174*** (2.62) z GDP 0.0887 (0.12) 208 208 208 175 n va t statistics in parentheses * p F = -0.4524 = = 21.89 0.0000 ju y th ROAE Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] yi pl sigma_u sigma_e rho 4.0742997 3.2729959 6077791 n ua n va ll fu m 2.24 1.70 2.67 -1.62 -9.15 1.37 -0.39 0.88 3.44 -2.54 0.027 0.092 0.008 0.108 0.000 0.173 0.701 0.379 0.001 0.012 1483696 -.0123529 9100509 -.1268097 -.2813445 -.0137647 -.04963 -.9676697 233295 -135.8181 2.385078 1629723 6.077896 0126284 -.1814782 0757674 0334274 2.531067 8611677 -17.0821 at nh z (fraction of variance due to u_i) z F(31, 167) = 5.26 vb F test that all u_i=0: 5664644 0444025 1.308798 0353138 0252919 0226747 021035 8860832 1590138 30.07085 oi 1.266724 0753097 3.493974 -.0570906 -.2314114 0310014 -.0081013 7816986 5472313 -76.4501 al DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons Prob > F = 0.0000 k jm ht est store model02 om l.c gm an Lu n va ey t re 10.3 Phương pháp FGLS t to xtgls ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF,panels(h) corr(ar1) force ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels w n lo 32 10 ad Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.7527) ju y th Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 = = = = = = = 208 32 6.5 228.66 0.0000 yi pl Coef Std Err ua n va fu z P>|z| oi m nh 2.05 -0.43 3.75 -0.63 -10.65 -0.12 0.26 4.26 5.23 -3.48 at 5021619 0348561 4153216 0271623 0177694 0132467 0130969 5374293 1272554 10.65288 ll 1.031512 -.0150608 1.555939 -.0172272 -.1891556 -.0016438 0033729 2.289839 6658252 -37.02013 n DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons al ROAE [95% Conf Interval] 0.040 0.666 0.000 0.526 0.000 0.901 0.797 0.000 0.000 0.001 0472925 -.0833776 7419239 -.0704644 -.2239829 -.0276068 -.0222965 1.236497 4164093 -57.8994 2.015731 053256 2.369955 0360101 -.1543282 0243193 0290423 3.343181 9152412 -16.14087 z z est store model03 k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re 10.4 Phương pháp GMM t to xtabond ROAE DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF ng Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: bank1 Time variable: year hi Number of obs Number of groups ep Obs per group: w 175 32 = avg = max = 5.46875 = = 267.53 0.0000 n = = lo Number of instruments = 31 ad Wald chi2(10) Prob > chi2 One-step results Coef ju y th ROAE Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] yi pl ROAE L1 al n n va 2.90 0.004 0763221 3956581 5134617 044483 1.143942 0336266 0229232 0197088 0181716 7264792 1464923 26.15319 1.67 0.98 2.31 0.22 -9.18 0.48 -0.59 1.52 2.80 -2.33 0.096 0.327 0.021 0.829 0.000 0.628 0.554 0.128 0.005 0.020 -.1506914 -.0436253 3959545 -.0586622 -.2554069 -.0290761 -.046375 -.3188812 1237335 -112.3172 1.862042 1307449 4.880123 0731517 -.1655494 0481811 0248565 2.528865 6979728 -9.798531 fu 0814648 ll oi m at nh 8556751 0435598 2.638039 0072447 -.2104782 0095525 -.0107593 1.104992 4108532 -61.05785 ua DIV LA TA DA EFF ASGR LGR GDP INF _cons 2359901 z Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).ROAE Standard: D.DIV D.LA D.TA D.DA D.EFF D.ASGR D.LGR D.GDP D.INF Instruments for level equation Standard: _cons z k jm ht vb est store model04 om l.c gm an Lu n va ey t re 10.5 Bảng tổng hợp kết phương pháp ước lượng t to esttab model01 model02 model03 model04,star(* 0.1 ** 0.05 *** 0.01) ng hi (1) ROAE ep 2.835*** (4.47) DIV (2) ROAE (3) ROAE 1.267** (2.24) 1.032** (2.05) (4) ROAE 0.856* (1.67) w n LA lo -0.00264 (-0.08) ad ju -0.0151 (-0.43) 3.494*** (2.67) -0.0381 (-1.26) 0.0436 (0.98) 1.556*** (3.75) -0.0571 (-1.62) yi DA 1.770*** (6.00) y th TA 0.0753* (1.70) 2.638** (2.31) -0.0172 (-0.63) 0.00724 (0.22) pl -0.227*** (-10.60) -0.231*** (-9.15) n ua al EFF 0.0130 (0.51) LGR 0.0512** (2.28) GDP 2.801*** (3.84) 0.782 (0.88) INF 0.783*** (4.13) 0.547*** (3.44) 0.0310 (1.37) -0.210*** (-9.18) -0.00164 (-0.12) 0.00955 (0.48) 0.00337 (0.26) -0.0108 (-0.59) n va ASGR -0.189*** (-10.65) fu ll -0.00810 (-0.39) oi m 1.105 (1.52) at nh 2.290*** (4.26) 0.411*** (2.80) z 0.666*** (5.23) z 0.236*** (2.90) _cons 208 -61.06** (-2.33) 175 om l.c t statistics in parentheses * p