Tác động của cấu trúc vốn đên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng niêm yêt trên sơ giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí minh

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC LUẬT THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH KHOA QUẢN TRỊ ĐƯỜNG LONG PHƯƠNG NGHI TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG NIÊM YÊT TRÊN SƠ GIAO DỊCH CHỨNG KHỐN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGÀNH QUẢN TRỊ - LUẬT TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2023 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC LUẬT THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH KHOA QUẢN TRỊ KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP NGÀNH HỌC: QUẢN TRỊ - LUẬT TÊN ĐỀ TÀI: TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG NIÊM YÊT TRÊN SƠ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH GV HƯỚNG DẪN: LÊ HỒNG PHONG SV THỰC HIỆN: ĐƯƠNG LONG PHƯƠNG NGHI LỚP: QTL43B.1 MÃ SỐ SINH VIÊN: 1853401020167 TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2023 TĨM TẮT Trong vịng thập kỷ trở lại đây, hệ thống ngân hàng chứng kiến thay đổi nhanh chóng mạnh mẽ chưa thấy Bắt đầu từ khủng hoảng tài 2007-2008 vơi sư sup đổ suy thối kinh tế tồn cầu đặt hệ thống ngân hàng đứng trươc thách thức lơn quản trị rủi ro, đòi hỏi đánh giá lại tính hiệu mơ hình kinh doanh cấu trúc lại nguồn thu nhập để đảm bảo tính an tồn bền vững Và thời gian vừa qua, trươc diễn biến phức tạp, khó lường tình hình giơi, đặc biệt sức ép lạm phát tăng cao sư lên giá đồng tiền chủ chốt, ngành ngân hàng đươc dành sư quan tâm hết Khi chứng kiến sư sup đổ ngân hàng My dấy lên hồi chuông cảnh báo cho ngành ngân hàng Do đó, việc xem xét tác động cấu trúc vốn đánh giá hiệu hoạt động ngân hàng cần thiết Do đó, tác giả tiến hành thưc đề tài “Tác động cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động ngân hang niêm yết Sơ Giao dich Chứng khốn Thanh phố Hơ Chi Minh” Nghiên cứu đươc thưc nhằm muc đích đánh giá tác động cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động ngân hàng đươc niêm yết Sở Giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2013-2022 thông qua việc kết hơp đo lường ba số ROA, ROE Tobin’Q Sau thu thập, xử ly số liệu tiến hành phân tích định lương phần mềm Stata 17.0 Thưc ươc lương vơi mơ hình Pooled OLS, FEM, REM khắc phuc mơ hình ươc lương FGLS Kết mơ hình cho thấy cấu trúc vốn có tác động đến hiệu hoạt động ngân hàng, cu thể: Tỷ lệ nơ vốn chủ sở hữu tác động ngươc chiều đến số ROA, ROE cung chiều vơi Tobin’Q Thêm vào đó, tác giả cịn xem xét đến tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản cho thấy sư tác động cung chiều đến ROA ROE Ngồi ra, cịn có yếu tố khác như: tốc độ tăng trưởng doanh thu, quy mô ngân hàng, tỷ lệ chi phí hoạt động, tỷ lệ dư nơ cho vay, cấu sở hữu ngân hàng yếu tố vi mô: lạm phát tốc độ tăng trưởng kinh tế có sư tác động vơi mức y nghia 1%, 5% 10% Từ kết trên, tác giả đưa số kiến nghị hàm y sách nhằm nâng cao hiệu ngân hàng I LỜI CẢM ƠN Trươc nhất, em xin đươc gửi lời cảm ơn chân thành đến Ths Lê Hồng Phong, người thầy trưc tiếp hương dân khóa luận tốt nghiệp cho em Cảm ơn thầy tận tâm bảo hương dân em từ bươc đầu nghiên cứu đưa lời nhận xét, góp y đánh giá để em hồn thành luận văn cách tốt Và ngồi ra, em xin chân thành cảm ơn thầy cô khoa Quản trị thầy cô công tác trường Đại học Luật Thành Phố Hồ Chí Minh tạo hội cho em đươc học tập, ren luyện tích lũy kiến thức cung ky để thưc khoá luận Tiếp đến, em muốn cảm ơn thầy cô trường Đại học Luật, người cung em đường chinh phuc tri thức Một lần xin đươc gửi lời cảm ơn sâu sắc đến thầy cô, em mong thầy cô khỏe mạnh thành công đường sư nghiệp Em xin gửi lời cảm ơn quy thầy Hội đồng bảo vệ khóa luận tốt nghiệp Trong trình thưc hiện, mặc du em cố gắng hoàn thành nghiên cứu vân khơng thể tránh đươc sai sót, em mong nhận đươc thơng tin đóng góp phản hồi từ Quy Thầy Xun suốt 05 năm trường Đại học Luật Thành phố Hồ Chí Minh, em vinh dư hãnh diện sinh viên đươc nhận sư đào tạo trường Cảm ơn trường thầy cô tạo điều kiện cho em đươc học tập phát triển thân Cảm ơn gia đình ln điểm tưa cho em cảm ơn bạn be, Ban cán sư lơp QTL43B đặc biệt cô cố vấn học tập - Ths Nguyễn Thị Ngọc người bên dân dắt chúng em từ ngày đầu Em xin chân thành cảm ơn cô! Một lần em xin trân thành cảm ơn! Thanh phô Hô Chi Minh, tháng năm 2023 II LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn nghiên cứu vơi nội dung “Tác động cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động ngân hàng niêm yết Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh” nghiên cứu riêng tơi Các số liệu, kết đươc nêu luận văn trung thưc có nguồn gốc ro ràng Ngoại trừ tài liệu tham khảo đươc trích dân luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa đươc công bố đươc sử dung để nhận cấp trường Đại học sở đào tạo khác Tac gia luân văn ĐƯỜNG LONG PHƯƠNG NGHI III DANH MỤC TỪ VIÊT TẮT Chư viêt Viêt đu tiêng Viêt Viêt đu tiêng Anh BCTC Báo cáo tài Financial Statement BCTN Báo cáo thường niên Annual Financial Report FEM Mơ hình ảnh hưởng cố định Fixed Effects Model Mơ hình bình phương nhỏ Feasible Generalized Least tổng quát khả thi Squares tăt FGLS FOE GDP GOE Tỷ lệ vốn sở hữu nươc vốn chủ sở hữu Tốc độ tăng trưởng kinh tế Tỷ lệ vốn sở hữu Nhà nươc vốn chủ sở hữu Foreign Ownership Equity GDP Growth rate Government Ownership Equity GRO Tốc độ tăng trưởng doanh thu Revenue Growth HNX Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội Hanoi Stock Exchange HOSE Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Ho Chi Minh City Stock Exchange INF Tỷ lệ lạm phát Inflation rate IO Yếu tố đầu vào Input-Oriented LOAN Tỷ lệ dư nơ cho vay Bank loans NHNN Ngân hàng Nhà nươc The State Bank NHTM Ngân hàng thương mại Commercial Bank NIM Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên Net Interest Margin IV OER Tỷ lệ chi phí hoạt động Operation Expenses Ratio OO Yếu tố đầu Output-Oriented Pooled Mơ hình bình phương tối thiểu The Pooled Ordinary Least OLS dạng gộp Squares Regression PPF Đường giơi hạn khả sản xuất Production Possibillity Frontier REM Mơ hình ảnh hưởng ngâu nhiên Random Effects Model RISK Rủi ro ngân hàng Bank Risk ROA Tỷ suất sinh lơi tổng tài sản Return On Assets ROE Tỷ suất sinh lơi vốn chủ sở hữu Return On Equity SIZE Quy mô ngân hàng Bank size TCTD Tổ chức tín dung Credit institutions TDTA Tỷ lệ nơ tổng tài sản Total-Debt-to-Total-Assets Ratio TDTE Tỷ lệ nơ vốn chủ sở hữu Total-Debt-to-Total-Equity Ratio TETA Tobin’Q Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản Tỷ số giá trị thị trường giá trị thay Total-Equity-to-Total-Assets Ratio The Q ratio Nơi giao dịch chứng khốn UPCOM cơng ty đại chúng chưa đươc niêm Unlisted Public Company Market yết VIF WACC Hệ số nhân tử phóng đại phương sai Chi phí vốn bình quân gia quyền V Variance-inflating Factor Weighted Average Cost of Capital DANH SÁCH CÁC BẢNG BIÊU Bảng 2.1 Bảng cân đối mệnh đề Modigliani Miller I (1958) 23 Bảng 2.2 Bảng cân đối mệnh đề Modigliani Miller I (1963) 24 Bảng 2.3 Tổng hơp ly thuyết tác động cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động 28 Bảng 2.4 Tổng hơp kết nghiên cứu thưc nghiệm 35 Bảng 2.5 Tổng hơp nhân tố đươc sử dung nghiên cứu trươc 42 Bảng 3.1 Mô tả biến đươc sử dung mơ hình 56 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến mô hình 65 Bảng 4.2 Ma trận tương quan biến mơ hình 70 Bảng 4.3 Kết hồi quy hiệu hoạt động đại diện ROA 72 Bảng 4.4 Kết hồi quy hiệu hoạt động đại diện ROE 73 Bảng 4.5 Kết hồi quy hiệu hoạt động đại diện Tobin’Q .74 Bảng 4.6 Thưc kiểm định chọn mơ hình phu hơp 76 Bảng 4.7 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 77 Bảng 4.8 Kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định tư tương quan 78 Bảng 4.9 Mơ hình khắc phuc FGLS 79 Bảng 4.10 Tổng hơp kết nghiên cứu 81 Bảng 4.11 Tổng hơp kết hồi quy cấu trúc vốn hiệu hoạt động 83 Bảng 4.12 Tổng hơp kết hồi quy biến kiểm soát hiệu hoạt động 86 VI DANH SÁCH CÁC ĐỒ THỊ, HINH VE, SƠ ĐỒ Hình 2.1 Mơ tả cấu trúc vốn doanh nghiệp 12 Hình 2.2 Mô tả cấu trúc vốn tối ưu ly thuyết đánh đổi 25 Hình 2.3 Mơ hình đề xuất 45 Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu 47 Hình 3.2 Lưa chọn mơ hình hồi quy 61 Hình 4.1 ROA trung bình ngành Ngân hàng giai đoạn 2013-2022 66 Hình 4.2 ROE trung bình ngành Ngân hàng giai đoạn 2013-2022 67 Hình 4.3 Tobin’Q trung bình ngành Ngân hàng giai đoạn 2013-2022 68 Hình 4.4 TDTE trung bình ngành Ngân hàng giai đoạn 2013-2022 69 Hình 4.5 TDTA TETA trung bình ngành Ngân hàng giai đoạn 2013-2022.69 VII MỤC LỤC TÓM TẮT I LỜI CẢM ƠN II LỜI CAM ĐOAN III DANH MỤC TỪ VIÊT TẮT IV DANH SÁCH CÁC BẢNG BIÊU VI DANH SÁCH CÁC ĐỒ THỊ, HINH VE, SƠ ĐỒ VII MỤC LỤC VIII LỜI MƠ ĐÂU .1 CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 1.1 Tinh câp thiêt cua đê tai 1.2 Muc tiêu nghiên cưu 1.3 Câu hoi nghiên cưu 1.4 Đôi tương nghiên cưu va pham vi nghiên cưu 1.5 Phương phap nghiên cưu 1.6 Y nghia cua nghiên cưu 1.7 Câu truc cua nghiên cưu TÓM TẮT CHƯƠNG CHƯƠNG 2: CƠ SƠ LY THUYÊT, TỔNG QUAN VỀ TINH HINH NGHIÊN CỨU VÀ ĐỀ XUẤT MÔ HINH NGHIÊN CỨU 2.1 Câu truc vôn cua doanh nghiêp 2.1.1 Khái niệm 2.1.1.1 Thanh phân cua câu truc vôn .9 2.1.1.2 Câu truc vôn cua cac ngân hang 12 2.1.2 Cấu trúc vốn tối ưu 14 2.1.3 Các số phản ánh cấu trúc vốn 15 2.1.3.1 Ty lê nơ tông tai san 15 2.1.3.2 Ty lê vôn chu sơ hưu tông tai san/ Hê sô tư tai trơ 16 2.1.3.3 Hê sô nơ vôn chu sơ hưu 16 2.2 Hiêu qua hoat động .17 2.2.1 Khái niệm 17 2.2.1.1 Hiêu qua hoat đông 17 2.2.1.2 Hiêu qua hoat đông cua ngân hang 18 2.2.2 Đo lường hiệu hoạt động doanh nghiệp 19 VIII + TETA xtreg ROA TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, re Random-effects GLS regression Group variable: FIRM Number of obs = Number of groups = 170 17 R-squared: Within = 0.6435 Between = 0.6648 Overall = 0.6521 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 ROA Coefficient Std err z P>|z| 9.10 6.41 5.23 -0.65 2.55 -0.89 2.19 3.08 -2.61 -5.68 0.000 0.000 0.000 0.513 0.011 0.375 0.029 0.002 0.009 0.000 1424866 014523 0039777 -.0022009 2676115 -.002388 0090617 0576467 -.0443168 -.082591 0156627 0022645 0007604 003365 1047779 0026942 0041402 0187052 0169758 0145289 sigma_u sigma_e rho 00240401 00337073 33715772 (fraction of variance due to u_i) 1117883 0100848 0024875 -.0087962 0622506 -.0076685 0009472 0209852 -.0775887 -.1110672 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var ROA e u SD = sqrt(Var) 0000516 0000114 5.78e-06 0071855 0033707 002404 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 132 52.35 0.0000 291.53 0.0000 [95% conf interval] TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons ROA[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] = = 1731849 0189613 005468 0043944 4729724 0028926 0171763 0943081 -.0110449 -.0541149 - Mơ hình ROE + TDTE xtreg ROE TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, re Random-effects GLS regression Group variable: FIRM Number of obs = Number of groups = R-squared: Within = 0.6633 Between = 0.0295 Overall = 0.3782 Obs per group: ROE = avg = max = 10 10.0 10 = = 204.41 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 corr(u_i, X) = (assumed) Coefficient Std err z P>|z| -5.93 0.60 8.32 -1.24 1.84 -4.52 1.39 0.86 -0.62 -7.17 0.000 0.547 0.000 0.215 0.066 0.000 0.165 0.388 0.537 0.000 [95% conf interval] TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons -.0048551 0142089 0656485 -.0450014 1.951375 -.1157179 0585195 1764754 -.1139568 -1.084091 0008185 0236008 0078887 0363259 1.063347 0256042 0421124 2043309 1846519 1511298 sigma_u sigma_e rho 01798507 03262747 23303985 (fraction of variance due to u_i) -.0064594 -.0320478 0501869 -.1161988 -.1327466 -.1659012 -.0240193 -.2240058 -.4758678 -1.3803 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var ROE e u SD = sqrt(Var) 0036986 0010646 0003235 0608158 0326275 0179851 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 133 54.56 0.0000 170 17 -.0032508 0604655 08111 026196 4.035496 -.0655346 1410584 5769567 2479541 -.7878825 + TETA xtreg ROE TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, re Random-effects GLS regression Group variable: FIRM Number of obs = Number of groups = 170 17 R-squared: Within = 0.6106 Between = 0.0649 Overall = 0.3589 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 ROE Coefficient Std err z P>|z| 4.17 0.98 8.12 -2.01 1.73 -4.26 1.03 0.95 -1.10 -7.68 0.000 0.326 0.000 0.044 0.083 0.000 0.301 0.343 0.271 0.000 7252483 0248435 0670069 -.0756135 1.942803 -.1149508 0464739 2034609 -.2129067 -1.208452 1740119 0253142 0082553 0375713 1.120835 0269767 0449222 2147595 1933695 1572652 sigma_u sigma_e rho 01901945 03495501 22842971 (fraction of variance due to u_i) 3841913 -.0247713 0508268 -.1492518 -.2539924 -.1678241 -.041572 -.2174599 -.5919039 -1.516686 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var ROE e u SD = sqrt(Var) 0036986 0012219 0003617 0608158 034955 0190194 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 134 34.17 0.0000 170.17 0.0000 [95% conf interval] TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons ROE[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] = = 1.066305 0744584 083187 -.0019752 4.139599 -.0620775 1345198 6243818 1660905 -.9002181 - Mô hình Tobin’Q + TDTE xtreg TOBINQ TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, re Random-effects GLS regression Group variable: FIRM Number of obs = Number of groups = R-squared: Within = 0.5138 Between = 0.7299 Overall = 0.6232 Obs per group: TOBINQ = avg = max = 10 10.0 10 = = 195.69 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 corr(u_i, X) = (assumed) Coefficient Std err z P>|z| 11.97 -3.58 0.19 1.43 2.56 -1.48 4.77 -0.97 -1.07 0.94 0.000 0.000 0.853 0.151 0.011 0.138 0.000 0.330 0.286 0.346 [95% conf interval] TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 0274073 -.2346589 0041406 1448232 7.755163 -.1119132 5674504 -.5450007 -.5416698 4036084 0022893 0655182 0223008 1009544 3.033876 0754118 1190607 5596593 5075208 4286858 sigma_u sigma_e rho 06580761 10324771 28888793 (fraction of variance due to u_i) 0229204 -.3630723 -.0395682 -.0530438 1.808875 -.2597176 3340958 -1.641913 -1.536392 -.4366004 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects TOBINQ[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var TOBINQ e u SD = sqrt(Var) 0383821 0106601 0043306 1959136 1032477 0658076 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 135 32.74 0.0000 170 17 0318942 -.1062455 0478494 3426902 13.70145 0358911 8008051 5519113 4530526 1.243817 + TETA xtreg TOBINQ TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, re Random-effects GLS regression Group variable: FIRM Number of obs = Number of groups = 170 17 R-squared: Within = 0.1360 Between = 0.2920 Overall = 0.2106 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 TOBINQ Coefficient Std err z P>|z| -1.31 -1.84 -0.73 2.67 0.92 0.08 2.67 -0.93 -0.18 2.08 0.190 0.065 0.466 0.008 0.358 0.937 0.008 0.354 0.859 0.038 -.8328147 -.1688225 -.0228126 3632588 3.996314 0093798 454763 -.6897531 -.1204933 1.24327 635301 0915393 0312728 1361209 4.350366 1188858 1702537 7444433 6789279 5987597 sigma_u sigma_e rho 11909302 13825516 42595055 (fraction of variance due to u_i) -2.077982 -.3482361 -.0841061 0964667 -4.530246 -.223632 1210719 -2.148835 -1.451167 0697229 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var TOBINQ e u SD = sqrt(Var) 0383821 0191145 0141831 1959136 1382552 119093 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 136 77.55 0.0000 28.48 0.0008 [95% conf interval] TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons TOBINQ[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] = = 4123523 0105912 0384809 6300509 12.52287 2423917 7884541 769329 1.210181 2.416818 3.4 Kiêm đinh Hausman - Mơ hình ROA + TDTE est sto re hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP -.0007032 0104766 0038344 0054306 1621616 0134873 0150302 0522002 -.0221604 -.0007094 011036 0037798 0033181 2501797 -.0025619 0138082 0526904 -.0252227 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err 6.25e-06 -.0005594 0000546 0021125 -.0880181 0160492 001222 -.0004902 0030623 000019 0004017 0002818 0006375 048063 0062862 0014322 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 30.47 Prob > chi2 = 0.0004 (V_b-V_B is not positive definite) + TETA hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TETA GRO SIZE LOAN OER GOE INF GDP 1373822 0115998 0055283 000555 2708089 0097537 0590045 -.035353 1499954 0140285 0047615 -.0013187 3097593 -.0032462 059211 -.0446628 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err -.0126131 -.0024287 0007667 0018738 -.0389504 0129999 -.0002065 0093098 005876 0006833 0002605 0011876 0638195 006882 0005615 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.91 Prob > chi2 = 0.0610 (V_b-V_B is not positive definite) 137 - Mơ hình ROE + TDTE hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE INF GDP -.0050748 -.0308594 0893105 -.0315093 3.433748 -.1626852 2277744 0858827 -.0050924 -.0065629 0780147 -.0341749 2.593725 -.1355914 2015389 -.0297191 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err .0000176 -.0242965 0112958 0026657 8400236 -.0270938 0262355 1156018 0000793 000814 4540098 0644247 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.19 Prob > chi2 = 0.7366 (V_b-V_B is not positive definite) + TETA hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TETA GRO SIZE LOAN OER GOE INF GDP 6620665 -.0263914 0931757 -.0684845 3.705966 -.1732788 2620181 0051906 7373041 0052385 0787095 -.0696639 2.581276 -.1344963 2283947 -.1348076 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err -.0752376 -.0316299 0144662 0011794 1.124689 -.0387824 0336233 1399982 029178 001358 0046583 5205805 0695422 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 26.14 Prob > chi2 = 0.0010 (V_b-V_B is not positive definite) 138 - Mơ hình Tobin’Q + TDTE hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE INF GDP 0267655 -.2998554 0636207 2964523 9.238747 -.0881696 -.3193001 -.3786526 0264366 -.2937442 0594374 2491206 10.13488 -.1824327 -.394869 -.4399874 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err .0003289 -.0061112 0041833 0473317 -.8961368 094263 0755689 0613348 0009369 0215347 0080956 0361646 1.810109 2097477 0870557 1162792 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.83 Prob > chi2 = 0.9448 + TETA hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re TETA GRO SIZE LOAN OER GOE INF GDP -.2523003 -.1730348 0078163 4252413 5.70002 0316848 -.619148 -.2102421 -.4297951 -.19425 0166525 4115569 6.102081 -.02865 -.6088905 -.1307139 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) Std err .1774948 0212151 -.0088363 0136844 -.4020614 0603347 -.0102575 -.0795282 2363225 0303726 0102379 0500231 2.267893 271601 1336791 1701228 b = Consistent under H0 and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under H0; obtained from xtreg Test of H0: Difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.39 Prob > chi2 = 0.9944 139 3.5 Kiêm đinh VIF - Mơ hình có TDTE vif Variable VIF 1/VIF SIZE GOE LOAN FOE GRO OER TDTE GDP INF 3.13 2.62 1.57 1.42 1.36 1.36 1.24 1.22 1.17 0.319813 0.381568 0.635419 0.706458 0.733378 0.735932 0.805676 0.822539 0.851673 Mean VIF 1.68 - Mơ hình có TETA 3.6 Variable VIF 1/VIF SIZE GOE LOAN FOE TETA OER GRO GDP INF 3.12 2.66 1.54 1.48 1.46 1.44 1.40 1.20 1.18 0.320899 0.375829 0.647751 0.674765 0.683347 0.692417 0.713192 0.832563 0.850030 Mean VIF 1.72 Kiêm đinh phương sai sai sô thay đơi (Wald Test) - Mơ hình ROA + TDTE xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (17) = Prob>chi2 = 1996.41 0.0000 140 + TETA xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var ROA e u SD = sqrt(Var) 0000516 0000114 5.78e-06 0071855 0033707 002404 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 52.35 0.0000 - Mơ hình ROE + TDTE xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (17) = Prob>chi2 = 239.08 0.0000 + TETA xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var ROE e u SD = sqrt(Var) 0036986 0012219 0003617 0608158 034955 0190194 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 141 34.17 0.0000 - Mơ hình Tobin’Q + TDTE xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects TOBINQ[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var TOBINQ e u SD = sqrt(Var) 0383821 0106601 0043306 1959136 1032477 0658076 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 32.74 0.0000 + TETA xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects TOBINQ[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t] Estimated results: Var TOBINQ e u SD = sqrt(Var) 0383821 0191145 0141831 1959136 1382552 119093 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 3.7 77.55 0.0000 Kiêm đinh tư tương quan chuôi (Woolridge test) - Mơ hình ROA + TDTE xtserial ROA TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 31.388 Prob > F = 0.0000 142 + TETA xtserial ROA TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 33.466 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình ROE + TDTE xtserial ROE TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 41.639 Prob > F = 0.0000 + TETA xtserial ROE TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 31.827 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình Tobin’Q + TDTE xtserial TOBINQ TDTE GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 16.132 Prob > F = 0.0010 + TETA xtserial TOBINQ TETA GRO SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 16) = 11.888 Prob > F = 0.0033 143 3.8 Kiêm đinh FGLS - Mơ hình ROA + TDTE xtgls ROA TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROA TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 17 Coefficient Std err -.0005383 0052358 -.0008578 4685491 -.0057973 0018291 0173757 0154762 -.0910428 0000648 0006592 0019059 0876616 0016936 0034635 0094683 0080333 0125755 (0.6946) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z -8.31 7.94 -0.45 5.34 -3.42 0.53 1.84 1.93 -7.24 P>|z| 0.000 0.000 0.653 0.000 0.001 0.597 0.066 0.054 0.000 = = = = = 170 17 10 206.46 0.0000 [95% conf interval] -.0006652 0039438 -.0045933 2967356 -.0091166 -.0049593 -.0011818 -.0002687 -.1156902 -.0004114 0065278 0028777 6403627 -.0024779 0086175 0359331 0312212 -.0663954 + TETA xtgls ROA TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7147) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROA TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 17 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 Coefficient Std err .1383792 0054807 -.0042129 4247787 -.00472 -.0019836 0110476 0125087 -.1105089 0154491 0006462 0017584 0880065 0016578 0034017 0090072 0075948 012546 z 8.96 8.48 -2.40 4.83 -2.85 -0.58 1.23 1.65 -8.81 144 P>|z| 0.000 0.000 0.017 0.000 0.004 0.560 0.220 0.100 0.000 = = = = = 170 17 10 225.38 0.0000 [95% conf interval] 1080995 0042143 -.0076592 2522891 -.0079692 -.0086508 -.0066062 -.0023767 -.1350986 1686588 0067471 -.0007666 5972683 -.0014707 0046836 0287014 0273942 -.0859192 - Mơ hình ROE + TDTE xtgls ROE TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.6648) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROE TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 17 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 Coefficient Std err -.0052613 0451557 -.0441802 2.046494 -.0653215 0255777 -.1231766 1102801 -.693251 0008228 0073969 0217937 9040649 0249743 0367539 1167739 0955404 1397278 z -6.39 6.10 -2.03 2.26 -2.62 0.70 -1.05 1.15 -4.96 P>|z| 0.000 0.000 0.043 0.024 0.009 0.486 0.292 0.248 0.000 = = = = = 170 17 10 125.17 0.0000 [95% conf interval] -.0068741 0306579 -.0868952 2745593 -.1142701 -.0464586 -.3520493 -.0769756 -.9671123 -.0036486 0596534 -.0014653 3.818429 -.0163728 0976139 105696 2975358 -.4193896 + TETA xtgls ROE TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROE TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 17 Coefficient Std err .9189299 0428132 -.0618151 1.687643 -.0515603 0116027 -.1426275 088103 -.7734816 1580212 007571 0221796 9264952 0249847 0372509 1195955 0978798 1435085 (0.6677) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z 5.82 5.65 -2.79 1.82 -2.06 0.31 -1.19 0.90 -5.39 145 P>|z| 0.000 0.000 0.005 0.069 0.039 0.755 0.233 0.368 0.000 = = = = = 170 17 10 104.17 0.0000 [95% conf interval] 609214 0279743 -.1052863 -.1282546 -.1005295 -.0614078 -.3770302 -.1037379 -1.054753 1.228646 0576521 -.0183438 3.50354 -.0025911 0846132 0917753 2799439 -.49221 - Mơ hình Tobin’Q + TDTE xtgls TOBINQ TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 17 TOBINQ Coefficient Std err TDTE SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 005693 0171869 071639 -.0707116 -.0280228 2361614 -.5586658 -.8393191 604129 0025968 0188167 0680731 1.991695 0521756 0774799 2533865 2111512 3434088 (0.7138) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z 2.19 0.91 1.05 -0.04 -0.54 3.05 -2.20 -3.97 1.76 P>|z| 0.028 0.361 0.293 0.972 0.591 0.002 0.027 0.000 0.079 = = = = = 170 17 10 53.79 0.0000 [95% conf interval] 0006034 -.0196931 -.0617819 -3.974362 -.1302851 0843035 -1.055294 -1.253168 -.06894 0107827 054067 2050598 3.832939 0742394 3880193 -.0620375 -.4254703 1.277198 + TETA xtgls TOBINQ TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.6875) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = TOBINQ TETA SIZE LOAN OER GOE FOE INF GDP _cons 17 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 Coefficient Std err .1248831 0405197 0072984 -.7248165 -.0234608 1689801 -.5023528 -.8421401 2593751 3339798 0150354 0608627 1.708636 0396085 0627293 2159211 1786586 2886016 z 0.37 2.69 0.12 -0.42 -0.59 2.69 -2.33 -4.71 0.90 146 P>|z| 0.708 0.007 0.905 0.671 0.554 0.007 0.020 0.000 0.369 = = = = = 170 17 10 66.95 0.0000 [95% conf interval] -.5297052 0110509 -.1119903 -4.073682 -.101092 0460329 -.9255503 -1.192305 -.3062736 7794714 0699885 1265871 2.624049 0541703 2919272 -.0791553 -.4919756 8250238