(Luận văn) tác động của tăng trưởng tín dụng đến nợ xấu, trường hợp các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo HỒ THỊ KIM YẾN ad ju y th yi pl TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG TÍN ua al n DỤNG ĐẾN NỢ XẤU, TRƯỜNG HỢP CÁC n va ll fu NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM oi m at nh z z vb ht LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo HỒ THỊ KIM YẾN ad ju y th yi pl TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG TÍN ua al n DỤNG ĐẾN NỢ XẤU, TRƯỜNG HỢP CÁC n va ll fu NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM oi m nh at Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z z ht vb Mã số: 8340201 k jm n n va PGS TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ y te re Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2018 t to LỜI CAM ĐOAN ng hi Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học tơi nghiên ep cứu hướng dẫn PGS TS Nguyễn Ngọc Định Các số liệu sử dụng phân tích luận văn có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng, công bố theo quy w n định Các kết nghiên cứu luận văn tơi tự tìm hiểu, phân tích cách lo ad trung thực, khách quan phù hợp với thực tiễn Việt Nam Các kết ju y th chưa công bố nghiên cứu khác yi pl n ua al Tác giả luận văn n va ll fu Hồ Thị Kim Yến oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to MỤC LỤC ng hi ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w MỤC LỤC n lo DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT ad y th DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ju CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU yi pl 1.1 Tính cấp thiết lý chọn đề tài ua al 1.2 Mục tiêu nghiên cứu n 1.3 Câu hỏi nghiên cứu va n 1.4 Phạm vi nghiên cứu fu ll 1.5 Phương pháp nghiên cứu m oi 1.6 Bố cục luận văn at nh CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU z THỰC NGHIỆM TRƯỚC ĐÂY z vb 2.1 Tổng quan lý thuyết nợ xấu tăng trưởng TDNH ht 2.1.2 Nợ xấu jm k 2.1.2 Tín dụng ngân hàng tăng trưởng TDNH gm 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước 10 om l.c CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 18 3.1 Mơ hình nghiên cứu 18 a Lu 3.1.1 Mơ hình hồi quy bình phương nhỏ (OLS) 18 n va 3.1.2 Mơ hình hồi quy liệu bảng động GMM 20 n 3.2 Mô tả biến 22 3.2.3 Biến giải thích 23 y 3.2.2 Biến kiểm tra tính vững 23 te re 3.2.1 Biến phụ thuộc 22 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 27 t to CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM VÀ KẾT QUẢ 28 ng 4.1 Thống kê mô tả hệ số tương quan 28 hi ep 4.2 Kết thực nghiệm 31 4.2.1 Tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu: Hồi quy với OLS 31 w n 4.2.2 Tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu: Hồi quy với GMM 35 lo ad 4.2.3 Kiểm tra tính vững bổ sung cho hiệu tăng trưởng tín dụng đối y th với nợ xấu ngân hàng 39 ju 4.3 Ảnh hưởng nợ xấu đến ROA 41 yi pl CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 44 n PHỤ LỤC ua al TÀI LIỆU THAM KHẢO 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 KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT t to ng Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ hi OLS ep Phương pháp hồi quy ước lượng liệu bảng động w GMM NHTM Ngân hàng thương mại Ngân hàng Nhà Nước n NHNN lo Ngân hàng giới VAMC Công ty quản lý tài sản Việt Nam SBV Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam ad WB yi Ngân hàng Trung ương Châu Âu pl Tín dụng ngân hàng n ua al TDNH ju y th ECB 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 BẢNG BIỂU t to ng Bảng 4.1: Cung cấp số liệu thống kê tóm tắt cho biến hi Bảng 4.2: Trình bày hệ số tương quan ep Bảng 4.3: Trình bày kết hồi quy OLS tỷ lệ nợ xấu tài sản NPLTA w Bảng 4.4: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng NPLTL làm biến phụ n lo thuộc ad y th Bảng 4.5: Trình bày kết GMM sử dụng NPLTA làm biến phụ thuộc ju Bảng 4.6: Trình bày kết GMM sử dụng NPLTL làm biến phụ thuộc yi Bảng 4.7: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng LLRTA làm biến phụ thuộc pl n ua al Bảng 4.8: Trình bày tác động Tỷ lệ nợ xấu lên lợi nhuận ngân hàng 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 t to CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU ng Tính cấp thiết lý chọn đề tài hi 1.1 ep Bất kỳ quốc gia có kinh tế phát triển, phát triển, chí chưa w phát triển hoạt động ngân hàng có tác dụng to lớn đến hiệu n lo kinh tế, ngân hàng xem giống huyết mạch kinh tế ad ju y th Còn nợ xấu lại cục máu đơng dịng huyết mạch yi Nợ xấu vấn đề tồn đọng lâu Việt Nam trở ngại cho phát pl triển ngân hàng Việt Nam Các nghiên cứu trước cho thấy nợ al n ua xấu vấn đề cần phải quan tâm tương lai ngân hàng Nghiên cứu va Demirguc – Kunt (1989) , Bar cộng (1994) cho kết luận n trước dẫn tới phá sản ngân hàng thường có mức độ nợ xấu fu ll cao Đặc biệt kinh tế khủng hoảng xảy thúc đẩy tỷ lệ nợ xấu nước m oi giới có tỷ lệ nợ xấu lên cao nằm vào khoảng 15%-20% Theo cơng bố nh at trang mạng thức World Bank, tỷ lệ nợ xấu trung bình quốc z gia giới sau khủng hoảng có tỷ lệ nợ xấu giao dộng từ 3%-4% Riêng Việt z ht vb Nam ảnh hưởng tiêu cực kinh tế giới khu vực, tình hình kinh tế jm nước gặp nhiều khó khăn, tăng trưởng chậm lại, lạm phát cao, đến cuối k năm 2011 nợ xấu bất đầu lộ diện có chiều hướng tăng nhanh, lên đến gm 4.08% vào năm 20121 Trước tình hình NHNN xây dựng trình Thủ tướng om l.c Chính phủ phê duyệt đề án cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn năm 2011-2015, việc xác định xử lý nợ xấu nội dung quan a Lu trọng đề án Trước miễn nhiễm khủng hoảng tài tồn cầu n y te re ngân hàng Một phần nổ lực đời VAMC2 – Cơng ty n va nhà hoạch định sách Việt Nam nổ lực công cải cách Nguồn: http://tapchitaichinh.vn/nghien-cuu trao-doi/trao-doi-binh-luan/buc-tranh-no-xau-giai-doan-20112013-39689.html Để tìm hiểu thêm VAMC đọc tại: https://sbvamc.vn/ quản lý tài sản đời nhằm mục đích mua lại nợ xấu tổ chức tín dụng Việt t to Nam Tuy nhiên vấn đề đặt nợ xấu NHTM VAMC mua lại ng xử lý với số nợ mua lại Qua phân tích nêu hi ep nhận thấy vai trị khó khăn vấn đề xử lý nợ xấu hệ thống ngân hàng, qua ta cịn thấy nợ xấu tác động tới sức w khỏe kinh tế, tới hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp n lo ad Dẫu nợ xấu nợ xấu khơng có ngân hàng khơng có nợ xấu, y th vấn đề cần quan tâm mức độ tốc độ gia tăng nợ xấu, ju yi nguồn gốc nợ xấu cần nhận diện rõ ràng có biện pháp can thiệp kịp pl thời Xử lý nợ xấu việc đối phó với số nợ xấu tích lũy thời al n va tương lai n ua điểm mà quan trọng hình thành sách quản trị xử lý nợ xấu hiệu ll fu Bên cạnh việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thực tăng trưởng oi m tín dụng, đặc biệt thời kỳ kinh tế khủng hoảng để phục hồi lại kinh tế at nh bắc buộc phải tăng trưởng tín dụng Tuy nhiên theo ông Sebastian EcKardt – z chuyên gia kinh tế trưởng, quyền Giám đốc Quốc gia Ngân hàng giới (WB) z Việt Nam cho tín dụng tăng nhanh làm tăng quan ngại chất lượng vb ht tài sản rủi ro liên quan đến nợ xấu tích lũy năm qua chưa jm k giải để Việt Nam cần tăng trưởng thận trọng hơn, đạt mức 15% hợp gm lý3 Nghiên cứu Bar cộng (1994), Berger Udell (1994), Shrieves l.c Pahl (2003) có điều tra mối quan hệ tăng trưởng tín dụng nợ xấu om ngân hàng, liệu có phải nguyên nguyên nhân làm xấu NHTM Lê Minh Nhật (2015) phân tích thực nghiệm n a Lu gia tăng nợ xấu Một số nghiên cứu Việt Nam nhân tố tác động đến nợ n va y te re Nguồn: http://thoibaotaichinhvietnam.vn/pages/tien-te-bao-hiem/2017-07-28/than-trong-voi-tang-truongtin-dung-45963.aspx 3 tác động đến nợ xấu, Nguyễn Thành Nam (2017) tìm ngưỡng nợ xấu t to khả chấp nhận rủi ro ngân hàng Đỗ Quỳnh Anh, Nguyễn Đức Hùng ng (2013) nhận thấy yếu tố vĩ mô đặc điểm ngân hàng nguyên tác hi ep động đến nợ xấu w Thời gian qua nợ xấu ngân hàng vấn đề nhức nhối kinh tế nói chung n lo NHTM nói riêng, tỷ lệ nợ xấu cao cho phép ngân hàng tăng trưởng tín ad dụng nợ, điều gián tiếp ảnh hưởng đến việc thực tiêu kinh tế vĩ mơ y th phủ đặt Nhiệm vụ xử lý nợ yêu cầu quan trọng ju yi trình tái cấu ngành ngân hàng, tạo tiền đề cho lớn mạnh NHTM pl Việt Nam, từ mà kinh tế tham gia hội nhập sâu rộng với kinh tế al n ua giới Chính mà tác giả nghiên cứu tác động tăng trưởng tín va dụng nợ xấu qua thời gian liệu có thay đổi khủng hoảng kinh tế n xảy để từ xử lý việc quan ngại gia tăng tác động bất lợi tăng fu ll trưởng tín dụng cao dẫn đến chất lượng cho vay để từ NHNN có ban m oi hành, quy định chặc chẽ an toàn hoạt động cho vay z Mục tiêu nghiên cứu at nh 1.2 z ht vb Mục tiêu nghiên cứu kiểm tra thực nghiệm mối quan hệ tăng jm trưởng tín dụng nợ xấu có thay đổi theo thời gian thời kỳ khủng hoảng k kinh tế xảy NHTM Việt Nam Đồng thời xem xét tăng trưởng om Câu hỏi nghiên cứu l.c 1.3 gm tín dụng nợ xấu có ảnh hưởng đến lợi nhuận a Lu Để tìm câu trả lời cho mục tiêu trên, luận văn kiểm tra thực nghiệm phân - Lợi nhuận có bị tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu NHTM Việt y Chiều hướng có thay đổi theo thời gian? te re - n Tác động tăng trưởng tín dụng đến nợ xấu theo chiều hướng nào? va - n tích để trả lời câu hỏi sau: Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM t to ng hi ep Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 24 F(10, 25) = 89.18 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 Coef [95% Conf Interval] nplta L1 L2 .3441708 0239974 0760414 0427957 4.53 0.56 0.000 0.580 1875606 -.0641419 500781 1121367 3339028 0726152 4.60 0.000 1843489 4834567 0115116 -0.72 0.477 -.0320288 0153883 0861946 2.45 0.022 0334095 3884515 0.91 0.372 -.0044643 0115295 -3.96 0.001 -.0309057 -.0097552 0.000 -.0186368 -.0065178 0.283 -.1045507 3434277 7001272 1.969198 w nplta n lo ad y th ju lnta L1 yi -.0083202 pl ceta L1 al 2109305 liq L1 .0035326 depta L1 -.0203304 0051348 brd L1 -.0125773 0029422 sdroa L1 .1194385 108757 1.10 bcg L1 1.334663 3080959 4.33 n ua roa L1 va n 0038828 ll fu oi m nh -4.27 at z z vb ht 0.000 jm Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k gm om l.c Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.nplta L3.nplta L2.bcg) Pr > z = Pr > z = 0.082 0.799 Prob > chi2 = 0.968 Prob > chi2 = 0.789 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(7) = 4.33 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 5.30 Prob > chi2 = 0.741 0.624 n va y te re overid restrictions: chi2(14) = 5.93 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 9.63 weakened by many instruments.) n Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.74 0.26 a Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Mơ hình t to Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM ng hi ep Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 25 F(11, 25) = 424.26 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w n nplta L1 L2 .6062465 -.0286708 0717804 0278672 8.45 -1.03 0.000 0.313 458412 -.0860645 754081 0287229 2494358 0904556 2.76 0.011 0631389 4357327 0084801 -0.88 0.388 -.0249193 010011 1096119 1.37 0.183 -.0756001 3758997 -1.08 0.292 -.0147045 0046058 -6.10 0.000 -.0256618 -.0127032 0.000 -.0195741 -.0074741 0.737 -.1629138 1167583 4605513 4.565144 lo Coef ad ju y th P>|t| [95% Conf Interval] yi -.0074542 pl ceta L1 t 199 25 7.96 nplta lnta L1 Std Err = = = = = al 1501498 liq L1 -.0050494 depta L1 -.0191825 003146 brd L1 -.0135241 0029375 sdroa L1 -.0230778 0678968 -0.34 bcg L1 2.512848 9964837 2.52 0.018 bcggfc L1 -2.252342 1.031419 -2.18 0.039 n ua roa L1 va 004688 n ll fu oi m -4.60 at nh z z ht vb jm -4.37659 -.1280939 k gm Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable om l.c Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.nplta L3.nplta L2.bcg) 0.073 0.406 Prob > chi2 = 0.778 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) Hansen test excluding group: chi2(6) = 2.07 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 7.71 Prob > chi2 = 0.913 0.462 y 0.952 te re Prob > chi2 = n va overid restrictions: chi2(14) = 6.52 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 9.78 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = n Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.80 0.83 a Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = PHỤ LỤC F: HỒI QUY GMM SỬ DỤNG NPLTL LÀM BIẾN PHỤ THUỘC Mơ hình t to Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 18 F(9, 25) = 25.38 Prob > F = 0.000 w n Coef lo npltl Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 [95% Conf Interval] ad yi -.0182793 pl lnta L1 .6240397 -.2551089 0812389 0717649 7.68 -3.55 0.000 0.002 4567251 -.4029116 7913544 -.1073063 2057621 -0.09 0.930 -.4420543 4054956 0178937 -0.32 0.754 -.0425318 0311738 2.38 0.025 0737598 1.030298 -0.38 0.708 -.0325475 0224347 -.0410526 -.0051517 -.0192887 -.0000695 -1.210081 -.0992175 ju y th npltl L1 L2 roa L1 .5520291 liq L1 -.0050564 0133482 depta L1 -.0231021 0087158 0.014 brd L1 -.0096791 0046659 -2.07 0.048 sdroa L1 -.654649 2696874 -2.43 n ua -.005679 nh al ceta L1 va 2322216 n ll fu oi m -2.65 at z z vb ht 0.023 jm Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k Pr > z = Pr > z = 0.017 0.758 Prob > chi2 = 0.286 Prob > chi2 = 0.252 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(2) = 1.05 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 10.30 Prob > chi2 = 0.591 0.172 n va y te re overid restrictions: chi2(9) = 10.86 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 11.35 weakened by many instruments.) n Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.38 0.31 a Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = om l.c gm Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl) Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM t to ng hi ep Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 24 F(10, 25) = 154.29 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 Coef [95% Conf Interval] npltl L1 L2 .3842604 -.0530855 0589361 0562219 6.52 -0.94 0.000 0.354 2628792 -.1688767 5056416 0627057 3026717 1260645 2.40 0.024 0430371 5623064 0167625 -2.76 0.011 -.0807554 -.0117096 1068915 5.10 0.000 3244805 7647749 4.31 0.000 0184611 0521775 -3.53 0.002 -.062108 -.0163481 -0.43 0.671 -.0137924 0090268 0.094 -1.067745 089817 2.24383 4.785343 w npltl n lo ad y th ju lnta L1 yi -.0462325 pl ceta L1 al 5446277 liq L1 .0353193 depta L1 -.039228 0111092 brd L1 -.0023828 0055399 sdroa L1 -.4889639 2810246 -1.74 bcg L1 3.514586 6170102 5.70 n ua roa L1 va n 0081854 ll fu oi m at nh z z vb ht 0.000 jm Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k -2.13 -1.44 Pr > z = Pr > z = 0.033 0.150 Prob > chi2 = n a Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = om l.c gm Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl L2.bcg) Prob > chi2 = 0.724 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.63 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 3.88 Prob > chi2 = 0.468 0.794 0.761 n y te re overid restrictions: chi2(14) = 10.02 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 10.51 weakened by many instruments.) va Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but Mơ hình 3: Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM t to ng hi Number of obs Number of groups Obs per group: avg max ep Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 25 F(11, 25) = 221.40 Prob > F = 0.000 w Coef npltl L1 L2 .6516732 -.1335474 n npltl lo ad y th lnta L1 t P>|t| 199 25 7.96 [95% Conf Interval] 0480373 0469787 13.57 -2.84 0.000 0.009 5527385 -.2303018 7506079 -.0367929 1376564 -0.95 0.349 -.4148859 1521315 0208481 -1.15 0.260 -.0669562 0189186 1948476 2.16 0.040 0205067 8230991 2.61 0.015 003614 0305262 -2.39 0.025 -.0411668 -.0030177 0.745 -.0090575 006563 0.024 -1.088614 -.0822303 2.897685 7.144922 ju yi ceta L1 -.1313772 Std Err = = = = = -.0240188 pl 4218029 liq L1 .0170701 0065336 depta L1 -.0220922 0092616 brd L1 -.0012472 0037922 sdroa L1 -.5854223 2443227 -2.40 bcg L1 5.021304 1.031114 4.87 0.000 bcggfc L1 -4.442826 1.023623 -4.34 0.000 n ua al roa L1 n va ll fu m oi -0.33 at nh z z ht vb -2.334636 jm -6.551016 k Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable gm om l.c Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl L2.bcg) Pr > z = Pr > z = a Lu Prob > chi2 = 0.279 Prob > chi2 = 0.640 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) Hansen test excluding group: chi2(6) = 5.90 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 5.68 Prob > chi2 = 0.435 0.683 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -2.42 -0.25 0.016 0.806 n n y te re overid restrictions: chi2(14) = 16.59 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 11.57 weakened by many instruments.) va Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but t to PHỤ LỤC G: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng LLRTA làm biến phụ thuộc Mơ hình 1: ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: bank1 w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.0695 between = 0.3019 overall = 0.1867 ad y th 249 25 Obs per group: = avg = max = 10.0 10 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) ju corr(u_i, X) = = = = 27.33 0.0003 yi pl Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 0308573 2.27 0.023 0097198 1306783 -1.88 0.059 -.0092696 0001818 0.235 -.0191698 004696 -.0048011 1460906 ua al llrta 070199 liq L1 -.0045439 0024111 ceta L1 -.0072369 0060883 roa L1 .0706448 0384935 1.84 0.066 depta L1 .0032612 0020823 1.57 0.117 brd L1 -.0024798 0014573 -1.70 0.089 -.0053361 sdroa L1 .1491615 0736944 2.02 0.043 0047231 2935998 _cons -.6144378 5905016 -1.04 0.298 -1.7718 542924 sigma_u sigma_e rho 21123465 29760782 33500949 (fraction of variance due to u_i) n lnta L1 n va ll fu oi m nh at -1.19 z z ht vb 0073425 k jm -.00082 om l.c gm 0003764 n a Lu n va y te re Mơ hình 2: t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.0910 between = 0.0070 overall = 0.0253 w n lo ad corr(u_i, Xb) F(7,217) Prob > F = -0.3193 = = 3.10 0.0039 ju y th llrta Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] yi pl -.0054386 liq L1 -.0108102 ceta L1 -.0123241 0065927 roa L1 .0640209 0397018 1.61 depta L1 .0006317 0023028 0.27 0.784 brd L1 -.0025213 0014778 -1.71 0.089 -.0054341 sdroa L1 .1452742 0728599 1.99 0.047 0016706 _cons 1.097588 8724604 1.26 0.210 -.6219933 sigma_u sigma_e rho 33307096 29760782 55605288 al lnta L1 -0.12 0.901 -.0919164 0810392 -3.22 0.001 -.0174304 -.00419 -1.87 0.063 -.0253181 0006699 0.108 -.0142296 1422713 -.0039071 0051705 n ua 0438761 va n 0033589 ll fu oi m at nh z z ht vb k jm 2888778 om 2.817169 n a Lu n va (fraction of variance due to u_i) 7.23 Prob > F = 0.0000 y F(24, 217) = te re F test that all u_i=0: l.c gm 0003914 t to Mơ hình 3: ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.1542 between = 0.0009 overall = 0.0271 w n lo ad Coef Std Err t P>|t| = = 4.92 0.0000 [95% Conf Interval] pl al -.01806 0398631 -0.45 0.651 -.0966303 0605104 -3.79 0.000 -.0173996 -.0055019 -1.83 0.069 -.0223966 0008523 0.025 0102893 1507446 -.0024581 0056784 n ua lnta L1 yi llrta F(8,216) Prob > F = -0.3238 ju y th corr(u_i, Xb) -.0114508 ceta L1 -.0107721 0058977 roa L1 .0805169 0356303 depta L1 .0016102 0020641 0.78 brd L1 -.0025727 0013215 -1.95 0.053 sdroa L1 .1431394 0651503 2.20 0.029 0147276 bcg L1 .3751688 1125923 3.33 0.001 1532486 _cons 1.245906 7888901 1.58 0.116 -.3090019 sigma_u sigma_e rho 35783734 26611673 64388971 va liq L1 n 0030182 ll fu oi m nh at 2.26 z z ht vb 0.436 jm -.0051774 000032 k om l.c gm 2715511 5970891 a Lu 2.800815 n n va 10.42 Prob > F = 0.0000 y F(24, 216) = te re F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) Mô hình 4: t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.0926 between = 0.0048 overall = 0.0235 w n lo ad yi llrta F(9,215) Prob > F = -0.3172 ju y th corr(u_i, Xb) Coef Std Err t = = P>|t| 2.44 0.0116 [95% Conf Interval] pl -.0042593 liq L1 -.010489 ceta L1 -.0123388 0066183 roa L1 .0649355 0399075 depta L1 .0003041 0024056 0.13 brd L1 -.0026017 0014923 -1.74 0.083 sdroa L1 .1482657 0738613 2.01 0.046 0026807 bcg L1 .1723457 307571 0.56 0.576 -.433895 bcggfc L1 -.1284767 3247934 -0.40 0.693 -.7686636 5117102 _cons 1.086018 8790792 1.24 0.218 -.6466991 2.818735 sigma_u sigma_e rho 33359554 29872128 55498588 al lnta L1 -0.10 0.924 -.0918817 0833632 -3.07 0.002 -.017224 -.0037541 -1.86 0.064 -.0253839 0007063 0.105 -.0137245 1435955 -.0044376 0050457 n ua 0444545 va n 0034169 ll fu oi m nh 1.63 at z z 0.900 ht vb 0003396 k jm -.005543 gm 2938506 om l.c n a Lu n va y te re F test that all u_i=0: 7785864 (fraction of variance due to u_i) F(24, 215) = 7.12 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 5: t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 124 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1951 between = 0.3498 overall = 0.3166 w n lo ad corr(u_i, Xb) F(8,91) Prob > F = 0.0679 = = 2.76 0.0090 ju y th Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 0688078 2.68 0.009 047451 3208074 -1.12 0.265 -.0154726 0043008 0.91 0.366 -.0093145 0250439 0.541 -.06837 1294924 -.0018692 0109447 pl al 1841292 n ua lnta L1 yi llrta -.0055859 ceta L1 .0078647 0086485 roa L1 .0305612 0498048 at depta L1 .0045378 0032254 1.41 brd L1 -.0030682 001879 -1.63 0.106 sdroa L1 .1323823 0927393 1.43 0.157 -.0518329 bcg L1 -.0661516 1669557 -0.40 0.693 -.3977886 _cons -2.697783 1.375737 -1.96 0.053 -5.430516 sigma_u sigma_e rho 3612815 26709842 64658929 (fraction of variance due to u_i) va liq L1 n 0049773 ll fu oi m nh 0.61 z z vb ht 0.163 k jm 0006642 l.c gm -.0068005 3165975 om a Lu 2654854 n n va 0349502 F(24, 91) = 7.74 y te re F test that all u_i=0: Prob > F = 0.0000 Mơ hình 6: t to ng Number of obs Number of groups = = 100 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.0 hi Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 ep within = 0.0919 between = 0.1392 overall = 0.0380 w n lo ad corr(u_i, Xb) y th llrta Coef ju Std Err t = = P>|t| 0.85 0.5650 [95% Conf Interval] yi pl lnta L1 F(8,67) Prob > F = -0.8570 -.1982841 -0.96 0.338 -.6086263 2120582 0304794 -0.91 0.365 -.088642 0330325 0.17 0.866 -.2343363 277859 -0.86 0.393 -.0191603 0076272 0.423 -.0064444 0151665 0.189 -.0098085 0019767 -.2061554 4952811 -.0278048 roa L1 .0217613 liq L1 -.0057666 0067102 depta L1 .0043611 0054135 brd L1 -.0039159 0029522 -1.33 sdroa L1 .1445629 1757098 0.82 0.414 bcg L1 -.2140348 269319 -0.79 0.430 -.7515978 _cons 4.433386 4.0842 1.09 0.282 -3.718711 sigma_u sigma_e rho 36143091 22619298 71856705 n ceta L1 z ua al 2055814 n va fu 1283049 ll oi m at nh 0.81 z ht vb k jm l.c gm 3235282 om 12.58548 n a Lu n va (fraction of variance due to u_i) F(24, 67) = 1.88 te re F test that all u_i=0: Prob > F = 0.0230 y PHỤ LỤC H: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng ROA làm biến phụ thuộc t to ng Mơ hình hi ep Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 w n within = 0.2409 between = 0.0220 overall = 0.0789 lo ad corr(u_i, Xb) F(7,217) Prob > F = -0.6632 = = 9.84 0.0000 ju y th roa Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] yi -.2718822 ceta L1 .0170147 liq L1 .0112536 0060565 depta L1 -.0024746 0039755 -0.62 brd L1 .0020206 0025 0.81 0.420 sdroa L1 -.0985139 1326082 -0.74 0.458 nplta L1 -.0666271 0429638 -1.55 0.122 -.1513069 _cons 5.538963 1.55335 3.57 0.000 2.477378 sigma_u sigma_e rho 56243805 53769217 52248222 pl lnta L1 -3.45 0.001 -.4271876 -.1165769 1.43 0.154 -.0064471 0404764 1.86 0.065 -.0006834 0231907 0.534 -.0103101 005361 -.0029068 0069481 n ua al 0787969 n va 0119038 ll fu oi m at nh z z vb 1628511 ht k jm 0180526 gm 8.600548 3.85 Prob > F = 0.0000 n F(24, 217) = a Lu (fraction of variance due to u_i) om l.c F test that all u_i=0: -.3598788 n va y te re Mô hình t to ng Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 hi Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 ep within = 0.2409 between = 0.0218 overall = 0.0788 w n lo ad corr(u_i, Xb) y th Coef ju roa Std Err t P>|t| = = 8.57 0.0000 [95% Conf Interval] yi pl lnta L1 F(8,216) Prob > F = -0.6633 -.2722024 -3.43 0.001 -.4288242 -.1155806 0119316 1.43 0.155 -.0064992 0405354 1.82 0.070 -.0009066 0233413 -0.58 0.562 -.0106684 0058118 -.0029326 0069916 -.3604457 1636323 al 0794628 0170181 liq L1 .0112173 0061511 depta L1 -.0024283 0041806 brd L1 .0020295 0025175 0.81 sdroa L1 -.0984067 1329467 -0.74 0.460 nplta L1 -.0666109 0430653 -1.55 0.123 bcg L1 -.0085394 2335752 -0.04 0.971 -.4689179 _cons 5.542521 1.559976 3.55 0.000 2.467797 sigma_u sigma_e rho 56256209 53893373 52144129 n ua ceta L1 n va ll fu oi m at nh 0.421 z z ht vb jm k 8.617245 om n a Lu n Prob > F = 0.0000 va 3.83 4518391 l.c (fraction of variance due to u_i) F(24, 216) = 0182711 gm F test that all u_i=0: -.1514929 y te re Mơ hình t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 224 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.2973 between = 0.0525 overall = 0.1032 w n lo ad corr(u_i, Xb) F(7,192) Prob > F = -0.7428 = = 11.61 0.0000 ju y th Coef yi roa Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ceta L1 .018407 0128441 liq L1 .0145298 0067878 depta L1 -.0043588 0042666 -1.02 brd L1 .0030436 0026782 1.14 0.257 sdroa L1 -.1604536 1334374 -1.20 0.231 -.4236452 pre_nplta L1 -.2121176 1855286 -1.14 0.254 -.5780536 1538184 _cons 7.54097 1.805472 4.18 0.000 3.979863 11.10208 sigma_u sigma_e rho 64297369 5180886 60633088 0906691 -4.07 0.000 -.5481281 -.1904571 1.43 0.153 -.0069268 0437407 0.034 0011416 0279179 -.0127743 0040567 n ua al -.3692926 at pl lnta L1 n va ll fu m 2.14 oi nh 0.308 z z vb -.002239 0083261 ht k jm 1027379 om l.c gm n a Lu va (fraction of variance due to u_i) n F(24, 192) = 4.19 Prob > F = 0.0000 y te re F test that all u_i=0: Mơ hình t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 224 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.2978 between = 0.0521 overall = 0.1034 w n lo ad corr(u_i, Xb) F(8,191) Prob > F = -0.7413 = = 10.12 0.0000 ju y th yi roa Coef Std Err t [95% Conf Interval] -4.08 0.000 -.550326 -.1913798 1.45 0.149 -.006749 0441447 2.01 0.046 0002604 027753 0.377 -.0127064 004827 -.002206 0084019 -.3708529 ceta L1 .0186979 liq L1 .0140067 0069691 depta L1 -.0039397 0044445 -0.89 brd L1 .003098 002689 1.15 0.251 sdroa L1 -.1572165 1340709 -1.17 0.242 -.4216662 pre_nplta L1 -.2261292 1903093 -1.19 0.236 -.6015071 bcg L1 -.0849666 2454434 -0.35 0.730 -.5690944 3991611 _cons 7.569068 1.811444 4.18 0.000 3.996063 11.14207 sigma_u sigma_e rho 64147374 5192802 60411702 0909894 n ua al lnta L1 va pl P>|t| n 0129011 ll fu oi m at nh z z ht vb jm k 1072332 gm om l.c 1492487 n a Lu n va te re (fraction of variance due to u_i) y F test that all u_i=0: F(24, 191) = 4.16 Prob > F = 0.0000