Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng thương mại tại việt nam khóa luận đại học chuyên ngành tài chính ngân hàng

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH - TRẦN THỊ QUẾ MINH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 7340201 TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2022 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH - TRẦN THỊ QUẾ MINH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 7340201 NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC TS NGUYỄN THỊ THU TRANG TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2022 i TĨM TẮT LUẬN VĂN Đề tài: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Tóm tắt: Lý đề tài: Rủi ro tín dụng vấn đề chung đƣợc ngân hàng thƣơng mại quan tâm Có thể thấy đƣợc tầm quan trọng rủi ro tín dụng kinh tế thị trƣờng nói chung hoạt động kinh doanh ngân hàng nói riêng giai đoạn phát triển hội nhập tồn cầu Chính thế, tác giả thực nghiên cứu vấn đề góp phần thể đƣợc nhìn tổng quan nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro tín dụng từ năm 2010 đến năm 2020 31 NHTM Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu: Xác định đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng nhân tố đến rủi ro tín dụng ngân hàng thƣơng mại Việt Nam từ năm 2010 đến năm 2020, qua đề xuất số giải pháp nhằm giảm thiểu, hạn chế rủi ro nâng cao hiệu hoạt động NHTM Việt Nam Phƣơng pháp nghiên cứu: Khóa luận sử dụng phƣơng pháp nghiên cứu định lƣợng mơ hình OLS, FEM REM mơ hình ƣớc lƣợng GLS, GMM nhằm lựa chọn mơ hình phù hợp có nhân tố ảnh hƣởng đến RRTD Kết nghiên cứu: Kết chƣơng cho thấy tốc độ tăng trƣởng tín dụng (GROW) tốc độ tăng trƣởng GDP (GDP) có tác động tích cực đến rủi ro tín dụng (CRI) nợ xấu (NPL) Tỷ lệ vốn (CAP), tỷ suất sinh lời tài sản (ROA) có ảnh hƣởng tích cực đến rủi ro tín dụng (CRI), nhƣng ROA lại có ảnh hƣởng tiêu cực đến nợ xấu (NPL) Tài sản đảm bảo (COL) có ảnh hƣởng tiêu cực đến rủi ro tín dụng (CRI), nhƣng không ảnh hƣởng lớn đến nợ xấu (NPL) Hoạt động hiệu chi phí (INEF) ngƣợc lại với tỷ suất sinh lợi tài sản (ROA) Tỷ lệ lạm phát (INF) có tác động tích cực đến nợ xấu (NPL) nhƣng khơng ảnh hƣởng tích cực đến rủi ro tín dụng (CRI) Kết luận hàm ý sách: Dựa kết nghiên cứu, tác giả đề xuất giải pháp, khuyến nghị NHTM góp phần giảm thiểu rủi ro tín dụng, ii nâng cao hiệu hoạt động, hàm ý sách đồng thời gợi ý định hƣớng nghiên cứu thời gian không gian nghiên cứu Từ khóa: Rủi ro tín dụng, ngân hàng thƣơng mại, S-GMM iii ABSTRACT Credit risk is a common concern of commercial banks Seeing the important role of commercial banks in the market economy, life and society, especially in the current global integration trend, credit risk is a significant issue that needs to be studied For countries with developed economies, it is necessary to focus on controlling credit risk Thereby, many lessons can be drawn and some solutions to prevent and limit credit risks can be drawn, contributing to reducing credit risks to an acceptable level Therefore, the author conducts this study to present an overview of the factors affecting credit risk from 2010 to 2020 of 31 commercial banks in Vietnam The thesis consists of chapters, each chapter has an introduction and conclusion, besides there is a table of contents, list of tables, list of figures, list of acronyms, references and appendices: chapter 1, introduces the research topic; chapter 2, theoretical basis and overview of previous studies; chapter 3, research model and data; chapter 4, research results and discussion; chapter 5, conclusion and recommendations The factors affecting credit risk in the thesis are ratio of capital (CAP), collateral (COL), credit growth (GROW), Ratio of profitability (ROA), cost effective operation (INEF), inflation rate (INF), economic growth (GDP) The research objective is to identify and measure the influence of factors on credit risk at Vietnamese commercial banks from 2010 to 2020, thereby proposing some appropriate solutions to minimize risks and improve operational efficiency for Vietnamese commercial banks in the coming time OLS, FEM and REM regression models and GLS, GMM estimation models are used in the research model to select a suitable model Thereby, the research results show that Credit growth (GROW) and economic growth (GDP) have a positive impact on credit risk (CRI) and NonPerforming Loan (NPL) Ratio of capital (CAP), Ratio of profitability (ROA) have a positive effect on credit risk (CRI), but ROA has a negative effect on NonPerforming Loan (NPL) Collateral (COL) has a negative effect on credit risk (CRI), but does not significantly affect Non-Performing Loan (NPL) Cost-effective iv operation (INEF) is the opposite of Ratio of profitability (ROA) The inflation rate (INF) has a positive effect on Non-Performing Loan (NPL) but not on credit risk (CRI) This is considered the basis, research overview, the author has proposed and proposed solutions and recommendations to limit and contribute to minimizing credit risks at commercial banks in Vietnam v LỜI CAM ĐOAN Tôi Trần Thị Quế Minh, sinh viên hệ đào tạo chất lƣợng cao chuyên ngành Tài Chính – Ngân hàng Trƣờng Đại học Ngân Hàng Thành phố Hồ Chí Minh Tơi xin cam đoan khóa luận với tên đề tài “Các nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng tác giả, dƣới hỗ trợ giảng viên hƣớng dẫn TS Nguyễn Thị Thu Trang Nguồn liệu nội dung tham khảo đƣợc trích dẫn nguồn gốc rõ ràng, thống phần danh mục tài liệu tham khảo Khóa luận cơng trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung đƣợc công bố trƣớc nội dung ngƣời khác thực ngoại trừ trích dẫn đƣợc dẫn nguồn đầy đủ khóa luận TP.HCM, ngày 30 tháng năm 2022 Tác giả Trần Thị Quế Minh vi LỜI CÁM ƠN Để thực hồn thành khóa luận này, em biết ơn vô sâu sắc xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Quý Thầy Cô trƣờng Đại học Ngân hàng TP Hồ Chí Minh truyền đạt cho em kiến thức kinh nghiệm, tâm giúp em tích lũy đƣợc vốn kiến thức q báu đầy đủ, có đƣợc sở lí luận vững mà ngành học em chọn, tảng để em hoàn thành tốt nhiệm vụ suốt thời gian học tập trƣờng Đặc biệt, em xin chân thành cảm ơn giảng viên hƣớng dẫn, TS Nguyễn Thị Thu Trang, ngƣời trực tiếp hƣớng dẫn, nhờ cô tận tâm bảo, dành nhiều thời gian, tâm huyết hƣớng dẫn định hƣớng cho em tìm hƣớng nghiên cứu, cách tiếp cận thực tế Nhờ có lời hƣớng dẫn, bảo truyền cho em động lực, kiến thức để em hồn thành khóa luận cách tốt Em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Cô Là sinh viên rời khỏi ghế nhà trƣờng, với tất lòng biết ơn, em xin kính chúc tất thầy ln khỏe mạnh, vui vẻ tràn đầy lịng nhiệt huyết để tạo cho đất nƣớc hệ đủ đức, đủ tài để đƣa Việt Nam phát triển lên tầm cao Cuối cùng, em xin cảm ơn chân thành đến gia đình, bạn bè ln bên cạnh hỗ trợ, chia sẻ động viên em suốt khoảng thời gian hồn thành khóa luận Do kinh nghiệm kiến thức, khuôn khổ thời gian, cố gắng hồn chỉnh, khóa luận khơng tránh khỏi thiếu sót hạn chế khơng mong muốn Kính mong nhận đƣợc ý kiến đóng góp từ Q Thầy Cơ nhằm giúp khóa luận hồn thiện vii MỤC LỤC TÓM TẮT LUẬN VĂN i ABSTRACT iii LỜI CAM ĐOAN v LỜI CÁM ƠN vi MỤC LỤC vii DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT x DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT TIẾNG ANH xi DANH MỤC BẢNG VÀ HÌNH .xii CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề 1.1.1 Lý chọn đề tài 1.2.2 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu tổng quát 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tƣợng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phƣơng pháp liệu nghiên cứu: 1.5.1 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5.2 Dữ liệu nghiên cứu 1.5.3 Quy trình nghiên cứu 1.6 Đóng góp đề tài 1.7 Kết cấu khóa luận KẾT LUẬN CHƢƠNG CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lý thuyết liên quan đến nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro tính vii i dụng ngân hàng thƣơng mại 2.1.1 Khái niệm tín dụng ngân hàng thƣơng mại 2.1.1.1 Khái niệm vai trò ngân hàng thƣơng mại 2.1.1.2 Khái niệm tín dụng ngân hàng thƣơng mại 2.1.1.3 Vai trị tín dụng hoạt động NHTM 10 2.1.2 Khái niệm rủi ro tín dụng ngân hàng thƣơng mại 11 2.1.2.1 Khái niệm rủi ro tín dụng 11 2.1.2.2 Tác động rủi ro tín dụng đến ngân hàng thƣơng mại 12 2.1.3 Các nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro tín dụng ngân hàng thƣơng mại 14 2.1.3.1 Các nhân tố đặc trƣng ngân hàng 14 2.1.3.2 Các nhân tố kinh tế vĩ mô 15 2.2 Tổng quan nghiên cứu trƣớc 16 2.2.1 Các nghiên cứu nƣớc 16 2.2.2 Các nghiên cứu nƣớc 18 2.2.3 Khoảng trống nghiên cứu 20 KẾT LUẬN CHƢƠNG 22 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 23 3.1 Mơ hình nghiên cứu 23 3.2 Dữ liệu biến số nghiên cứu 25 3.2.1 Thu thập liệu 25 3.2.2 Các biến mơ hình 25 3.3 Quá trình nghiên cứu 32 3.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 32 3.4.1 Bình phƣơng nhỏ thông thƣờng (OLS) 33 3.4.2 Hồi quy theo mơ hình tác động cố định (FEM) 33 3.4.3 Hồi quy theo mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) 33 3.4.4 Mơ hình bình phƣơng sai số nhỏ khả thi (FLS) 34 3.4.5 Phƣơng pháp S-GMM 34 3.4.6 Kiểm tra lựa chọn mơ hình phù hợp 35 95 xt re g np l cap col gr ow roa in ef inf gd p, re Random-ef fects GLS regressio n Gro up vari ab le : ban k Numb er of obs Nu m b e r of gr o u p s = 249 31 R-sq: within = 08 be t w e e n = ov e r a l l = Ob s pe r gr ou p : = avg = max = 8.0 11 cor r( u_i , X) = (as su med ) Wa l d ch i ( ) Prob > chi2 npl Coef Std Err cap 040689 col -.0 045 319 grow -.004067 roa -.0 077 935 inef 0176562 inf 0587474 gdp -.0 424 063 _cons 0108417 0212613 0081653 0051014 0677298 0072082 022046 074475 009231 sigma_u sigma_e 01 250 795 rho z 1.91 -0 -0 -0 2.45 2.66 -0 1.17 = = = 28.24 0.0002 P> | z | [95% Conf Interva l] 0 9 0 0 -.0 00 982 -.0 20 535 -.0 14 065 -.1 40 541 003 5284 015 5382 -.1 88 374 -.0 07 250 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 10: Ƣớc lƣợng hồi quy REM CRI 08236 04 01147 18 00593 16 12495 45 031784 10195 67 103562 02893 41 96 xtreg cri cap col grow roa inef inf gdp, re Random-effects GLS regression Group variable: bank Number of obs Number of groups R-sq: within = 0.1930 between = 0.0867 overall = 0.1387 Obs per group: avg max corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) cri Coef Std Err z cap col grow roa inef inf gdp _cons 0826289 -.0168368 -.0121274 -.0192033 -.0206321 -.0389698 0274565 0274806 0186208 0066052 0037166 0520029 0055254 0153353 0496178 0069501 sigma_u sigma_e rho 00486683 00818846 26104113 (fraction of variance due to u_i) 4.44 -2.55 -3.26 -0.37 -3.73 -2.54 0.55 3.95 = = = = = = = 249 31 8.0 11 50.89 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.011 0.001 0.712 0.000 0.011 0.580 0.000 0461329 -.0297827 -.0194118 -.1211271 -.0314617 -.0690263 -.0697925 0138587 Phụ lục 11: Ƣớc lƣợng hồi quy FEM CRI xtreg cri cap col grow roa inef inf gdp, fe 119125 -.0038909 -.0048429 0827204 -.0098026 -.0089132 1247055 0411026 97 Fixed-effects (within) regression Group variable: bank Number of obs Number of groups = 249 31 R-sq: withi n = 0.1978 between = 0.0538 overall = 0.1238 Obs per group: = avg = max = 8.0 11 F(7,211) corr(u_i, Xb) = -0.2650 Prob > F cri Coef cap col 1052481 -.0158244 -.0141188 -.0240548 -.0182881 -.0419241 0410064 0238236 grow roa inef inf gdp _cons 00631094 00818846 rho 37264569 = = Std Err .0214377 0074613 0039222 0554979 0060304 0159103 0513386 0075637 t 4.91 -2.12 -3.60 -0.43 -3.03 -2.64 0.80 3.15 P>|t| 0.000 0.035 0.000 0.665 0.003 0.009 0.425 0.002 = 7.43 0.0000 [95% Conf Interval] 0629886 -.0305326 -.0218506 -.1334562 -.0301757 -.0732877 -.0601959 0089134 1475076 -.0011161 -.006387 0853465 -.0064005 -.0105605 1422088 0387338 sigma_u sigma_e (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(30, 211) = 4.45 Phụ lục 12: Ƣớc lƣợng hồi quy FEM NPL Prob > F = 0.0000 98 xtreg npl cap col grow roa inef inf gdp, fe Fixed-effe cts (within) regress ion Number of obs = 249 Group variable: bank Number of groups = 31 R-sq: Obs per group: within =0.0909 min= between =0.1368 avg= 8.0 overall =0.0980 max= 11 F(7,211) = 3.01 Prob > F = 0.0049 corr(u_i, Xb) npl Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] cap 0700596 0327463 2.14 0.034 0055078 col -.000015 0113972 -0.00 0.999 -.0224819 022452 grow -.00385 71 0059913 -0.64 0.520 -.0156675 0079533 roa -.03469 13 0847736 -0.41 0.683 -.2018029 1324203 inef 0092115 0356979 0243032 1.90 0.058 -.0006189 2.13 0.034 0039242 gdp 0175395 0518324 -.031734 0784203 -0.40 0.686 -.1863216 1228536 _cons 0056176 0115537 0.49 0.627 -.0171579 0283931 sigma_u sigma_e 005556 08 rho 164799 51 inf F = 0.1008 1346113 0997406 012507 95 (fraction of variance due to test that all u_i=0: F(30, 211) = 1.52 u_i) Prob > F = 0.0494 Phụ lục 13: Ƣớc lƣợng hồi quy mơ hình (OLS, REM, FEM) esttab ols re fe , r2 star ( * 0.1 ** 0.05 *** 0.01) 99 cap col (1) (2) (3) cri cri cri 0.0564*** 0.0826*** (3.50) (4.44) (4.91) -0.0161*** -0.0168** -0.0158** (-2.60) grow roa inef inf gdp _cons N R-sq -0.00707* (-2.55) 0.105*** (-2.12) -0.0121*** -0.0141*** (-1.83) (-3.26) (-3.60) -0.00709 -0.0192 -0.0241 (-0.14) (-0.37) (-0.43) -0.0220*** -0.0206*** -0.0183*** (-4.03) (-3.73) -0.0337** -0.0390** -0.0419*** (-2.01) (-2.54) (-2.64) 0.000306 0.0275 0.0410 (0.01) (0.55) (0.80) (-3.03) 0.0307*** 0.0275*** 0.0238*** (4.38) (3.95) (3.15) 249 249 249 0.150 0.198 t statistics in parentheses * p|z| [95% Interval] cri 103 Co ef cr i St d Er r z P>|z | [9 % Co n f In t er v al ] ca p 0233151 0131085 1.78 0.07 -.0023771 0490074 co l -.0049497 0040111 -1.23 0.21 -.0128113 0029119 gr o w -.0045654 0019581 -2.33 0.02 -.0084031 -.0007276 ro a -.1355052 051811 -2.62 0.00 -.2370529 -.0339575 in e f -.0243048 0033819 -7.19 0.00 -.0309333 -.0176763 in f -.0144956 009297 -1.56 0.11 -.0327173 0037262 gd p -.012037 0269871 -0.45 0.65 -.0649307 0408567 _con s 0274087 0041306 6.64 0.00 0193129 0355045 Phụ lục 20: Ƣớc lƣợng theo FGLS NPL xtgls npl cap col grow roa inef inf gdp, panels(h) corr(ar1) force (note: observations dropped because only obs in group) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5368) 104 Estimated covariances Estimated autocorrelations npl = 28 = Estimated coefficients = Coe f St d Er r cap 0352562 0160858 col -.007364 Number of obs = 246 Number of groups = 28 Obs per group: = avg = 8.785714 max = 11 Wald chi2(7) = 67.89 Prob > chi2 = 0.0000 z 2.19 P> |z | 0.028 [9 % Co n f In te r v al ] 0037285 0667839 0015264 004536 -1.62 0.104 -.0162544 -.0076346 0028336 -2.69 0.007 -.0131884 -.0020808 roa -.0062211 042228 -0.15 0.883 -.0889864 0765443 ine f 0136423 004463 3.06 0.002 0048949 0223897 inf 0393995 0101448 3.88 0.000 0195161 0592828 gdp 0361465 0289594 1.25 0.212 -.0206129 0929058 _con s 0105496 0046593 2.26 0.024 0196816 gro w 0014176 Phụ lục 21: Ƣớc lƣợng theo GMM CRI xtabond2 cri l.cri inef cap col grow roa inef inf gdp , gmm (L(1).inef , collapse) iv ( L(1/2).cap l(2/2).col l(1/3).grow l(1/2).roa l(2/4).in > f l(1/2).gdp ) sm two Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm inef dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation 105 Dif f erenc e-in- Sarga n/Han sen stati stics may be negat ive Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: bank Time variable : Năm Num ber of ins tru m ent s = 24 F(8, 24) = 660.87 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per gro up: avg max cri Coef Std Err cri L1 .0626335 125719 inef cap col grow roa inf gdp _cons -.025 374 0571659 -.015 059 0264371 -.072 465 0161391 0463047 0218706 0042588 0177181 0058888 0078677 0256497 0335651 0140053 0052674 t = = = = = 119 25 4.76 P>|t| [95 % Conf Int erval] 0.50 0.623 -.19683 79 3221049 -5.96 3.23 -2.56 3.36 -2.83 0.48 3.31 4.15 0.000 0.004 0.017 0.003 0.009 0.635 0.003 0.000 -.03416 46 0205974 -.02721 37 0101989 -.12540 41 -.05313 59 0173992 0109991 -.0 165 852 0937343 -.0 029 058 0426753 -.0 195 274 085414 0752103 032742 106 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.cap L2.cap L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inf L3.inf L4.inf L.gdp L2.gdp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).L.inef collapsed Instruments for levels equation Standard L.cap L2.cap L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inf L3.inf L4.inf L.gdp L2.gdp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.inef collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -0.37 Pr > z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.10 Pr > z = 0.708 0.273 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but Prob > chi2 = 0.185 Prob > chi2 = 0.516 overid restrictions: chi2(15) = 19.67 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(15) = 14.12 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(14) = 14.02 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.10 Prob > chi2 = gmm(L.inef, collapse lag(1 )) Hansen test excluding group: chi2(5) = 3.33 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 10.80 Prob > chi2 = iv(L.cap L2.cap L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inf L3.inf Hansen test excluding group: chi2(2) = 1.90 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(13) = 12.22 Prob > chi2 = 0.448 0.747 0.650 0.373 L4.inf L.gdp L2.gdp) 0.386 0.510 Phụ lục 22: Ƣớc lƣợng theo GMM NPL xtabond2 npl l.npl inf cap col grow roa inef gdp , gmm (L(2).inf , collapse) iv ( L(1/2).cap l(1/2).col l(1/3).grow l(1/2).roa l(2/4).inef l(1 > /2).gdp ) sm two Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation 107 Di ff er en ce - in -S ar ga n /H an se n sta ti st ic s may be negat ive Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group Time Num be r F(8, Prob variable: bank variable : Năm of ins tr um en ts = 24 24) = 783.13 > F = 0.000 Num be r of obs Number of groups Obs per gro up : avg max npl Coef npl L1 Std Err .2558402 1165086 inf cap col grow roa inef gdp _cons 0889061 0148714 0152902 0131159 0723864 0263045 0956136 -.023 378 024847 0211866 0139768 0070811 0362815 0076983 0285588 0139152 t = = = = = 119 25 4.76 P>|t| [95 % Con f Int er va l] 2.20 0.038 0153782 4963021 3.58 0.70 1.09 1.85 2.00 3.42 3.35 0.002 0.489 0.285 0.076 0.058 0.002 0.003 0.106 0376243 1401878 0585984 0441368 0277306 1472676 0421931 1545561 0053415 -1 -.0288 556 -.0135 565 -.0014 988 -.0024 948 010416 0366712 -.0520 977 Instruments for first differences equation Standard D.(L.cap L2.cap L.col L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inef L3.inef L4.inef L.gdp L2.gdp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).L2.inf collapsed Instruments for levels equation Standard L.cap L2.cap L.col L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inef L3.inef L4.inef L.gdp L2.gdp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L2.inf collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -0.85 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.81 Pr > z = 0.396 Pr > z = 0.416 Sargan test of overid restrictions: chi2(15) = 10.75 Prob > chi2 = 0.770 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(15) = 14.78 Prob > chi2 = 0.467 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(14) = 14.26 Prob > chi2 = 0.431 Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.52 Prob > chi2 = 0.470 gmm(L2.inf, collapse lag(1 )) Hansen test excluding group: chi2(6) = 7.61 Prob > chi2 = 0.268 Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 7.17 Prob > chi2 = 0.620 iv(L.cap L2.cap L.col L2.col L.grow L2.grow L3.grow L.roa L2.roa L2.inef L3.inef L4.inef L.gdp L2.gdp) Hansen test excluding group: chi2(1) = 0.62 Prob > chi2 = 0.431 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 14.16 Prob > chi2 = 0.438 108 Phụ lục 23: Ƣớc lƣợng theo Preuch-Pagan CRI xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects cri[bank,t] = Xb + u[bank] + e[bank,t] Est ima ted resu lts : Var cri e u sd = sqrt(Var) 00 010 95 00 006 71 00 002 37 0104653 0081885 0048668 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 93.00 0.0000 Phụ lục 24: Ƣớc lƣợng theo Preuch-Pagan NPL xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects npl[bank,t] = Xb + u[bank] + e[bank,t] Estimated results: Va r np l e u Test: sd = sqrt(Var) 0001807 0001564 0134443 012508 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 109