(Luận văn) tái cấu trúc hệ thống ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep VÕ HOÀNG OANH w n lo ad y th ju TÁI CẤU TRÚC HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI yi pl VIỆT NAM n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te 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 VÕ HOÀNG OANH w n lo ad y th ju TÁI CẤU TRÚC HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI yi pl VIỆT NAM n ua al n va fu ll Chuyên ngành: Tài chính-Ngân hàng(Ngân hàng) Mã số: 8340201 oi m at nh z z ht vb LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm gm om l.c NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS Nguyễn Quốc Anh n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh - Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Tái cấu trúc hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam”là nghiên cứu tơi t to Ngồi trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi ng cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa hi ep công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận w văn mà khơng trích dẫn theo quy định n lo Luận văn chưa nộp để nhận cấp ad y th trường đại học sở đào tạo khác ju TP Hồ Chí Minh, 2019 yi pl n ua al n va ll fu Võ Hoàng Oanh oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN t to MỤC LỤC ng hi DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ep DANH MỤC CÁC BẢNG w DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ n TÓM TẮT-ABSTRACT lo ad CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU y th Lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu ju 1.1 yi pl ua al 3 n n va Phương pháp thu thập liệu 1.5.2 Phương pháp thực nghiên cứu z z vb ht Tiêu chuẩn Basel II 2.5 Tổng quan cơng trình nghiên cứu liên quan 16 19 n 2.4 15 a Lu Đề án tái cấu trúc ngân hàng thương mại Việt Nam om 2.3 13 l.c Hiệu hoạt động ngân hàng thương mại 2.2 gm 2.1.2 Các biện pháp tái cấu trúc ngân hàng k 2.1.1 Tái cấu trúc ngân hàng gì? jm Tái cấu trúc ngân hàng at CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT nh Cấu trúc luận văn oi 1.7 m Ý nghĩa nghiên cứu ll 1.6 2.1 fu 1.5.1 2.5.2 Các nghiên cứu nước 21 Mơ hình nghiên cứu đề xuất 28 2.7 Phương pháp thực nghiên cứu 29 2.7.1 Dữ liệu nghiên cứu 29 y 2.6 te re 19 n va 2.5.1 Nghiên cứu quốc tế 2.7.2 Phương pháp xử lý liệu 29 2.8 Kết luận 35 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG TÁI CẤU TRÚC CỦA CÁC NGÂN HÀNG t to ng hi THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 36 3.1 36 Năng lực vốn, khoản quản trị rủi ro tín dụng ep w 3.1.1 Cơ cấu vốn ngân hàng 36 3.1.2 Thanh khoản quản trị rủi ro tín dụng 38 n lo 3.2 45 47 Kết luận 53 Hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại ju yi 3.5 Hệ thống quản trị ngân hàng y th 3.4 44 ad 3.3 Hoạt động mua bán, sáp nhập mua lại ngân hàng đồng 54 4.1 Thống kê mô tả biến nghiên cứu 54 4.2 Phân tích tương quan 4.3 Kiểm định mơ hình hồi quy 4.4 Phân tích mơ hình hồi quy 4.5 Kết nghiên cứu 4.6 Kết luận n ua al pl CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU va n 55 ll fu 56 oi m 57 at nh 59 61 z 5.5 Kết luận n n va PHỤ LỤC 71 a Lu DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 68 om Hàm ý tái cấu trúc hoạt động l.c 5.4 67 Hàm ý tài cấu trúc tài sản gm 5.3 64 k Hàm ý tái cấu trúc tài jm 5.2 63 ht Hàm ý tái cấu trúc vốn 63 vb 5.1 z CHƯƠNG 5: HÀM Ý QUẢN TRỊ y te re DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu viết tắt Giải thích t to ng hi ep DNNN Doanh nghiệp nhà nước HTTC Hệ thống tài NHTM Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng nhà nước Quyết định w Ngân hàng trung ương n NHTW lo QĐ ad TCTD Thị trường chứng khoán ju Vốn chủ sở hữu yi VCSH y th TTCK Tổ chức tín dụng 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 BẢNG Bảng 2.1.So sánh tiêu chuẩn Basel I & II…………… ………………………… 21 Bảng 2.2 Tổng quan cơng trình nghiên cứu 23 t to Bảng 2.3: Mô tả biến kỳ vọng tương quan biến 29 ng hi Bảng 4.1 Thống kê mơ tả biến mơ hình tổng thể .54 ep Bảng 4.2 Thống kê mô tả biến mơ hình 10 ngân hàng niêm yết 54 w Bảng 4.3 Thống kê mô tả biến mơ hình 17 ngân hàng chưa niêm yết .55 n Bảng 4.4 Phân tích tương quan mơ hình 27 ngân hàng thương mại Việt Nam .55 lo ad Bảng 4.5 Phân tích tương quan mơ hình 10 ngân hàng niêm yết 56 y th Bảng 4.6 Phân tích tương quan 17 ngân hàng chưa niêm yết 56 ju yi Bảng 4.7 Kết kiểm định mơ hình nghiên cứu .57 pl Bảng 4.8 Kết hồi quy mơ hình nghiên cứu .58 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 BIỂU ĐỒ Biểu đồ 3.1 Tỷ lệ an toàn vốn ngân hàng TMCP giai đoạn 2011– 2017……… 36 Biểu đồ 3.2 Tỷ lệ huy động vốn tài sản ngân hàng TMCP 38 t to Biểu đồ 3.3 Tỷ lệ khoản ngân hàng TMCP giai đoạn 2011– 2017 39 ng hi Biểu đồ 3.4 Tỷ lệ nợ xấu ngân hàng TMCP giai đoạn 2011– 2017 40 ep Biểu đồ 3.6 Thu nhập lợi nhuận ngân hàng TMCP năm 2011– 2017 48 w Biểu đồ 3.7 Tăng trưởng tỷ suất sinh lời ROA, ROE ngân hàng TMCP 49 n Biểu đồ 3.8.Tăng trưởng tiêu NIM,NII NHTM CP giai đoạn 2011- lo ad 2017……………………………………………………………………………… 51 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 TÓM TẮT Trên sở nghiên cứu tổng quan bao gồm 27 ngân hàng hệ thống ngân hàng Việt Nam (bao gồm 10 NHTM niêm yết, 17 NHTM chưa niêm yết) dựa t to báo cáo tài chính, báo cáo quản trị, báo cáo thường niên kiểm toán công ng hi bố giai đoạn 2011-2017, nghiên cứu tiến hành nghiên cứu ảnh hưởng ep trình tái cấu trúc đến lợi nhuận tài sản NHTM Việt Nam.Từ đó, w nghiên cứu xem xét đánh giá hiệu trình tái cấu trúc dựa nhân n tố:tái cấu trúc hoạt động, tái cấu trúc tài sản, tái cấu trúc tài tát cấu trúc lo ad vốn.Kết cho thấy tái cấu trúc tài chính(FR), tái cấu trúc tài sản (AR), tái cấu y th trúc hoạt động (OR) tác động tiêu cực đến hiệu kinh doanh đo lường ju yi ROA NHTM, đó, tái cấu trúc vốn (CR) có mối quan hệ thuận pl chiều với ROA NHTM.Trong đó, tái cấu trúc tài sản (FR) có tác động tiêu al n ua cực mạnh đến hiệu hoạt động kinh doanh NHTM.Từ thấy, va giải pháp tái cấu trúc triển khai dựa tái cấu trúc vốn có ảnh hưởng n tốt đến kết lợi nhuận NHTM giải pháp xây dựng ll fu loại hình tái cấu trúc khác oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re ABSTRACT Based on an overview of 27 banks in the Vietnam commercial banking system (including 10 listed commercial banks, 17 unlisted commercial banks) based on t to financial reports, management reports, and regular reports The year has been ng hi audited and published in the period of 2011-2017, and the research has studied the ep influence of the restructuring process on the profitability of assets of Vietnamese w commercial banks evaluate the effectiveness of the restructuring process based on n four factors: operational restructuring, asset restructuring, financial restructuring lo ad and capital restructuring The results show that financial restructuring (FR ), asset y th restructuring (AR), operational restructuring (OR) negatively impact on business ju yi performance measured by commercial banks' ROA, while capital restructuring pl (CR) has a positive relationship with ROA of commercial banks In which, asset al n ua restructuring (FR) has the most negative impact on business performance of va commercial banks , restructuring solutions implemented based on capital n restructuring will have a good impact on the profitability of commercial banks solutions built ll than fu rather on other types of restructuring oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 74 School of Business, Kenyatta University 27 Mishkin, F., 2010 The economic of banking and financial markets US Pearson t to 28 Osoro Peter Maseno (2012) ,The effect of financial restructuring on the financial performance of commercial banks in Kenya ng hi ep 29 Rose, P S (1994) The rescue of troubled banks; consequences for corporate strategies to deal with financial and operating stress Journal of Financial and Strategic Decisions 7(2), – 17 w 30 Thoraneenitiyan &Avkiran , 2009,Measuring the impact of restructuring and n lo country-specific factors on the efficiency of post –crisis East Asian banking ad y th system:integrating DEA with SFA.Socio-Economic Planning Sciences ju 31 Washington, G K., 2014 Effects of macroeconomic variables on credit risk in yi pl the Kenyan banking system International Journal of Business and Commerce, ua al Vol.3, No.9: May 2014[01-26] n 32 Waxman, Margecy, 1998 A legal Framework for systemic bank restructuring, va n Banking The legal Department, The World Bank, June 1998 ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 75 Web http://thoibaonganhang.vn/de-an-co-cau-lai-he-thong-cac-tctd-gan-voi-xu-ly-noxau-giai-doan-2016-2020-65633.html(truy cập 23/11/2018) t to http://cafef.vn/tai-co-cau-ngan-hang-giai-doan-2-duong-chong-gai-phia-truoc- ng hi 20160907082307315.chn(truy cập 22/12/2018) ep http://tapchitaichinh.vn/nghien-cuu trao-doi/trao-doi-binh-luan/xay-dung-mo-hinh- w dea-danh-gia-hoat-dong-cua-cac-ngan-hang-thuong-mai-viet-nam-78644.html( truy n lo cập 25/12/2018) ad ju y th http://tapchitaichinh.vn/kinh-te-vi-mo/tiep-tuc-tai-co-cau-to-chuc-tin-dung-va-xu- yi ly-no-xau-136141.html( truy cập 8/12/1018) pl al https://www.sbv.gov.vn/webcenter/portal/vi/menu/rm/apph/tcnh/tcnh_chitiet?leftWi n ua dth=20%25&showFooter=false&showHeader=false&dDocName=SBV284926&rig n va htWidth=0%25¢erWidth=80%25&_afrLoop=4335641787782000#%40%3F_a fu frLoop%3D4335641787782000%26centerWidth%3D80%2525%26dDocName%3 ll DSBV284926%26leftWidth%3D20%2525%26rightWidth%3D0%2525%26showF m oi ooter%3Dfalse%26showHeader%3Dfalse%26_adf.ctrl-state%3D7s7eiupn5_9(truy at nh cập 28/12/1018) z z https://www.sbv.gov.vn/webcenter/portal/vi/menu/trangchu/ttsk/ttsk_chitiet?leftWi vb ht dth=20%25&showFooter=false&showHeader=false&dDocName=CNTHWEBAP0 jm k 1162521293&rightWidth=0%25¢erWidth=80%25&_afrLoop=6282083390545 gm 6#%40%3F_afrLoop%3D62820833905456%26centerWidth%3D80%2525%26dDo l.c cName%3DCNTHWEBAP01162521293%26leftWidth%3D20%2525%26rightWid om th%3D0%2525%26showFooter%3Dfalse%26showHeader%3Dfalse%26_adf.ctrl- n a Lu state%3D15ogvk788v_135(truy cập 8/1/2019) n va https://thongtinphapluatdansu.edu.vn/2007/11/23/78459/(truy cập 15/2/2019) y te re 76 PHỤ LỤC 1: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU MƠ HÌNH 27 NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM sum ROA CR FR AR OR t to Variable | Obs Mean Std Dev Min Max ng -+ - hi 183 0069218 0064133 000101 05512 CR | 184 0915459 0406844 034618 238381 FR | 184 5213213 128615 14725 79259 AR | 184 0255304 0163547 0034 0922 OR | 182 1167237 0786041 008287 363005 ep ROA | w n lo ad corre ROA CR FR AR OR ju y th (obs=182) yi | ROA CR FR AR OR pl -+ 1.0000 CR | 0.2047 FR | -0.2618 AR | -0.1044 0.1180 OR | -0.1088 ua al ROA | 1.0000 0.0499 1.0000 -0.1567 0.1184 -0.1140 n 1.0000 va n -0.1849 ll fu 1.0000 oi m xtreg ROA CR FR AR OR, fe at nh Fixed-effects (within) regression Number of obs 182 = 27 = avg = 6.7 z = Number of groups z Group variable: num vb Obs per group: ht R-sq: jm within = 0.1149 k between = 0.0824 gm overall = 0.0919 max = Prob > F = 4.90 om = -0.2082 = l.c corr(u_i, Xb) F(4,151) 0.0010 a Lu -Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 2.54 0.012 0096655 0771585 FR | -.0081453 0049283 -1.65 0.100 -.0178827 001592 AR | -.0320167 0317506 -1.01 0.315 -.0947495 0307162 OR | -.0153453 0070528 -2.18 0.031 -.0292802 -.0014104 _cons | 0097167 0030518 3.18 0.002 0036869 0157465 y 0170799 te re 043412 n CR | va -+ n ROA | 77 -+ -sigma_u | 00382306 sigma_e | 00515962 rho | 35442959 (fraction of variance due to u_i) t to F test that all u_i=0: F(26, 151) = 3.36 Prob > F = 0.0000 ng hi estimate store fe ep xtreg ROA CR FR AR OR, re Number of obs = 182 Group variable: num Number of groups = 27 = 0.1116 = between = 0.1093 avg = 6.7 overall = 0.1038 max = lo n w Random-effects GLS regression ad Obs per group: within ju y th R-sq: yi pl n ua al corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(4) = 21.04 Prob > chi2 = 0.0003 n va Coef Std Err z ll ROA | fu -P>|z| [95% Conf Interval] m 0134864 2.53 0.012 0076217 0604875 FR | -.00954 0040593 -2.35 0.019 -.017496 -.001584 AR | -.0351998 0287129 -1.23 0.220 -.0914761 0210765 OR | -.0108163 0061752 -1.75 0.080 -.0229195 0012869 _cons | 0108485 0027181 3.99 0.000 0055211 0161759 at 0340546 nh CR | oi -+ z z vb ht -+ -.00515962 rho | 27380648 (fraction of variance due to u_i) gm sigma_e | k 00316821 jm sigma_u | om l.c - estimate store re n a Lu n va te re hausman fe re y Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) 78 | fe re Difference S.E -+ t to CR | 043412 0340546 0093573 0104805 FR | -.0081453 -.00954 0013947 0027948 AR | -.0320167 -.0351998 0031832 0135525 OR | -.0153453 -.0108163 -.004529 0034071 ng hi b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg ep B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg w Test: Ho: difference in coefficients not systematic n lo chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) ad 3.86 0.4259 ju y th yi xttest1 = Prob>chi2 = pl n ua al Tests for the error component model: ROA[num,t] = Xb + u[num] + v[num,t] va n v[num,t] = lambda v[num,(t-1)] + e[num,t] fu ll Estimated results: sd = sqrt(Var) oi Var m | nh -+ .0000395 0062821 e | 0000266 00515962 u | 00001 00316821 at ROA | z z vb ht Tests: = 0.36 Pr>chi2(1) = gm 0.60 Pr>N(0,1) 0.2748 = 53.99 Pr>chi2(1) = 0.0000 LM(Var(u)=0,lambda=0) = 83.60 Pr>chi2(2) = 0.0000 om = n a Lu Serial Correlation: ALM(lambda=0) l.c = Random Effects, One Sided: ALM(Var(u)=0) 0.5497 k ALM(Var(u)=0) jm Random Effects, Two Sided: n va Joint Test: y te re xttest0 79 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[num,t] = Xb + u[num] + e[num,t] Estimated results: t to | Var sd = sqrt(Var) ng -+ - hi 0000395 0062821 e | 0000266 0051596 u | 00001 0031682 ep ROA | w n Test: Var(u) = 29.61 Prob > chibar2 = 0.0000 lo chibar2(01) = ad y th ju xtcsd, pesaran abs yi 12.950, Pr = 0.0000 pl Pesaran's test of cross sectional independence = ua al Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.492 n n va xtserial ROA CR FR AR OR fu ll Wooldridge test for autocorrelation in panel data 26) = 0.0000 at Prob > F = 79.432 nh 1, oi F( m H0: no first-order autocorrelation no autocorrelation Estimated covariances 27 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = Number of groups = Obs per group: 182 27 avg = 6.740741 64.13 Prob > chi2 = 0.0000 y = te re max = Wald chi2(4) n va = n a Lu = om l.c gm Correlation: k heteroskedastic jm Panels: ht generalized least squares vb Coefficients: z Cross-sectional time-series FGLS regression z xtgls ROA CR FR AR OR, panels (hetero) 80 ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ t to ng CR | 0175073 0082337 2.13 0.033 0013695 0336451 FR | -.0099703 0019991 -4.99 0.000 -.0138884 -.0060522 AR | -.0572326 0149618 -3.83 0.000 -.0865571 -.027908 OR | -.0055238 0032913 -1.68 0.093 -.0119746 000927 _cons | 012263 0015532 7.90 0.000 0092187 0153073 hi ep PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU MƠ HÌNH 10 NGÂN HÀNG w n THƯƠNG MẠI NIÊM YẾT lo ad sum ROA CR FR AR OR ju y th Variable | Obs Mean Std Dev Min Max yi -+ .0078069 004711 000101 023189 CR | 70 021821 040618 14755 FR | ua 0757195 70 5296176 0961072 33827 7326 AR | 70 02314 0146695 0058 0881 OR | 70 1449137 0766799 020544 312297 n 70 al pl ROA | n va ll fu m corre ROA CR FR AR OR oi (obs=70) CR FR AR OR at ROA nh | z -+ - z 1.0000 CR | 0.1533 1.0000 FR | -0.0949 -0.1670 1.0000 AR | -0.2075 0.2391 -0.0232 1.0000 OR | -0.4896 -0.2139 0.2469 0.0349 ht vb ROA | k jm l.c gm 1.0000 om xtreg ROA CR FR AR OR, fe Group variable: num Number of groups = R-sq: Obs per group: 10 n = between = 0.1764 avg = 7.0 overall = 0.2409 max = = 5.86 F(4,56) y = 0.2952 te re within 70 va = n Number of obs a Lu Fixed-effects (within) regression 81 corr(u_i, Xb) = 0.0527 Prob > F = 0.0005 -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -.0548817 0257211 2.13 0.037 0033562 1064073 FR | -.002308 0047664 -0.48 0.630 -.0118562 0072402 AR | -.0573771 0328614 -1.75 0.086 -.1232063 0084522 OR | -.0181954 0065514 -2.78 0.007 -.0313195 -.0050713 _cons | 0088381 003372 2.62 0.011 0020832 015593 t to CR | ng hi ep w -+ n 00292878 sigma_e | 003337 lo sigma_u | ad rho | 43512346 (fraction of variance due to u_i) y th -Prob > F = 0.0001 ju F test that all u_i=0: F(9, 56) = 4.67 yi pl estimate store fe ua al xtreg ROA CR FR AR OR, re n Number of obs = 70 Number of groups = 10 = avg = 7.0 max = Wald chi2(4) = 25.76 Prob > chi2 = 0.0000 ll fu Group variable: num n va Random-effects GLS regression m = 0.2921 Obs per group: nh within oi R-sq: at between = 0.2603 overall = 0.2635 z z vb = (assumed) ht corr(u_i, X) jm k -Coef Std Err z P>|z| gm ROA | [95% Conf Interval] l.c -+ -.0457511 0240427 1.90 0.057 -.0013717 FR | -.0013972 0046414 -0.30 0.763 -.0104943 0928738 AR | -.0591721 0316541 -1.87 0.062 -.1212131 OR | -.0208464 006263 -3.33 0.001 -.0331217 -.0085711 _cons | 0094728 003361 2.82 0.005 0028854 0160602 om CR | 0076998 rho | 40738992 (fraction of variance due to u_i) y 003337 te re 0027668 sigma_e | n sigma_u | va -+ n a Lu 0028688 82 estimate store re hausman fe re Coefficients t to ng | (b) (B) | fe re (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E hi -+ ep w n CR | 0548817 0457511 0091307 0091392 FR | -.002308 -.0013972 -.0009108 0010842 AR | -.0573771 -.0591721 0017951 0088253 OR | -.0181954 -.0208464 002651 0019225 lo ad b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic yi Test: ju y th B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg pl ua al chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 2.45 Prob>chi2 = 0.6532 = n n va ll fu xttest0 m oi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects z z Estimated results: Var sd = sqrt(Var) vb | at nh ROA[num,t] = Xb + u[num] + e[num,t] ht -+ e | 0000111 003337 u | 7.66e-06 0027668 Test: Var(u) = 17.25 Prob > chibar2 = 0.0000 n a Lu chibar2(01) = om l.c gm 004711 k 0000222 jm ROA | v[num,t] = lambda v[num,(t-1)] + e[num,t] y ROA[num,t] = Xb + u[num] + v[num,t] te re Tests for the error component model: n va xttest1 83 Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ .0000222 e | 0000111 003337 u | 7.66e-06 0027668 t to ROA | 004711 ng hi Tests: ep Random Effects, Two Sided: ALM(Var(u)=0) = w 4.63 Pr>chi2(1) = 0.0314 = 2.15 Pr>N(0,1) = 0.0157 = 6.46 Pr>chi2(1) = 0.0110 LM(Var(u)=0,lambda=0) = 23.71 Pr>chi2(2) = 0.0000 n Random Effects, One Sided: lo ALM(Var(u)=0) ad y th Serial Correlation: ju ALM(lambda=0) yi pl Joint Test: n ua al n va xtcsd, pesaran abs fu 1.231, Pr = 0.2184 ll Pesaran's test of cross sectional independence = oi m 0.343 at nh Average absolute value of the off-diagonal elements = xtserial ROA CR FR AR OR z z 1, 9) = 8.728 0.0161 k Prob > F = jm F( ht H0: no first-order autocorrelation vb Wooldridge test for autocorrelation in panel data gm om l.c xtgls ROA CR FR AR OR, panels (hetero) Cross-sectional time-series FGLS regression Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation n va 10 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = 70 Number of groups = 10 Time periods = Wald chi2(4) = 54.66 y = te re Estimated covariances n generalized least squares a Lu Coefficients: 84 Prob > chi2 = 0.0000 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -.0454413 0178416 2.55 0.011 0104723 0804103 FR | -.0010786 0035417 -0.30 0.761 -.0080202 005863 AR | -.1139264 02671 -4.27 0.000 -.166277 -.0615757 OR | -.0191596 0047102 -4.07 0.000 -.0283915 -.0099278 _cons | 0107551 0024282 4.43 0.000 0059958 0155143 t to CR | ng hi ep w n lo ad PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU MƠ HÌNH 17 NGÂN HÀNG ju y th THƯƠNG MẠI CHƯA NIÊM YẾT yi pl sum ROA CR FR AR OR al Obs Mean ua Variable | Std Dev Min Max n -+ - va 113 0063736 0072368 000101 05512 CR | 114 1012638 0462536 034618 238381 FR | 114 5162271 1451898 14725 79259 AR | 114 027086 0168904 0034 0922 OR | 111 0994511 008287 363005 n ROA | ll fu oi m 0753803 at nh corre ROA CR FR AR OR z z (obs=111) CR FR AR OR ht ROA vb | jm -+ 1.0000 CR | 0.2933 1.0000 FR | -0.2920 -0.2101 1.0000 AR | -0.0419 0.0698 0.0180 1.0000 OR | 0.0093 -0.0348 0.0172 -0.1309 k ROA | om l.c gm 1.0000 a Lu n xtreg ROA CR FR AR OR, fe 111 Group variable: num Number of groups = 17 R-sq: Obs per group: = y = te re Number of obs n va Fixed-effects (within) regression within = 0.0756 85 between = 0.2263 avg = 6.5 overall = 0.1316 max = F(4,90) = 1.84 Prob > F = 0.1282 corr(u_i, Xb) = -0.0898 t to ng hi ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ep -+ -.037727 0226484 1.67 0.099 -.007268 082722 FR | -.012749 0080147 -1.59 0.115 -.0286717 0031736 AR | -.0100093 047366 -0.21 0.833 -.1041101 0840915 OR | -.009186 0130872 -0.70 0.485 -.035186 0168139 _cons | 0101266 0049606 2.04 0.044 0002716 0199817 CR | w n lo ad y th -+ -.00360843 sigma_e | 00608824 ju sigma_u | yi 2599612 (fraction of variance due to u_i) pl rho | ua al -F test that all u_i=0: F(16, 90) = 2.12 Prob > F = 0.0136 n va n estimate store fe fu ll xtreg ROA CR FR AR OR, re oi m nh Random-effects GLS regression = 111 Number of groups = 17 = avg = 6.5 max = at Group variable: num Number of obs z Obs per group: z R-sq: = 0.0722 vb within ht between = 0.2696 jm overall = 0.1427 k = (assumed) Prob > chi2 = 12.23 = 0.0157 om l.c corr(u_i, X) gm Wald chi2(4) -Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] a Lu ROA | -+ -.0044649 0691757 FR | -.0122581 0055523 -2.21 0.027 -.0231404 -.0013758 AR | -.0131697 0409353 -0.32 0.748 -.0934014 0670619 OR | -.002006 0097835 -0.21 0.838 -.0211813 0171694 _cons | 0093755 003882 2.42 0.016 0017669 016984 -+ -sigma_u | 00301788 y 0.026 te re 2.23 n 0165081 va 0368203 n CR | 86 sigma_e | 00608824 rho | 19724459 (fraction of variance due to u_i) - estimate store re t to ng hausman fe re hi ep Coefficients w | (b) (B) | fe re (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E n -+ lo CR | ad 0368203 0009067 0155058 FR | -.012749 -.0122581 -.0004909 0057799 AR | -.0100093 -.0131697 0031604 0238294 OR | -.009186 -.002006 -.0071801 0086923 ju y th 037727 yi pl b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Test: Ho: n ua al B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic n va m 0.8921 oi Prob>chi2 = 1.11 ll = fu chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) nh at xttest0 z z Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ht vb ROA[num,t] = Xb + u[num] + e[num,t] jm Var sd = sqrt(Var) 0060882 u | 9.11e-06 0030179 n a Lu 006989 0000371 om 0000488 e | l.c Var(u) = Prob > chibar2 = 0.0079 Tests for the error component model: y xttest1 te re 5.82 n chibar2(01) = va Test: ROA | -+ - gm | k Estimated results: 87 ROA[num,t] = Xb + u[num] + v[num,t] v[num,t] = lambda v[num,(t-1)] + e[num,t] Estimated results: t to | Var sd = sqrt(Var) ng -+ - hi 0000488 006989 e | 0000371 00608824 u | 9.11e-06 00301788 ep ROA | w n Tests: lo Random Effects, Two Sided: ad ALM(Var(u)=0) = 1.75 Pr>chi2(1) = 0.1858 y th ju Random Effects, One Sided: yi ALM(Var(u)=0) -1.32 Pr>N(0,1) = 0.9071 = 37.17 Pr>chi2(1) = 0.0000 43.00 Pr>chi2(2) = 0.0000 pl = ua al Serial Correlation: ALM(lambda=0) n n va Joint Test: ll fu LM(Var(u)=0,lambda=0) = oi m at nh xtcsd, pesaran abs Pesaran's test of cross sectional independence = 10.844, Pr = 0.0000 z z 0.567 ht vb Average absolute value of the off-diagonal elements = k jm xtserial ROA CR FR AR OR 1, 16) = 63.901 0.0000 n a Lu xtgls ROA CR FR AR OR, panels (hetero) om Prob > F = l.c F( H0: no first-order autocorrelation gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data heteroskedastic Correlation: no autocorrelation y Panels: te re generalized least squares n Coefficients: va Cross-sectional time-series FGLS regression 88 Estimated covariances = 17 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = = 111 Number of groups = 17 Obs per group: = avg = 6.529412 max = Wald chi2(4) = 73.87 Prob > chi2 = 0.0000 t to Number of obs ng hi ep w ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] n -+ -.0354711 0088228 4.02 0.000 0181788 0527633 FR | -.0112493 0023534 -4.78 0.000 -.0158618 -.0066368 AR | y th -.0377545 0183888 -2.05 0.040 -.0737959 -.0017131 OR | 0032846 0041025 0.80 0.423 -.0047562 0113254 _cons | 0085207 0019505 4.37 0.000 0046978 0123436 lo CR | ad 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