Đang tải... (xem toàn văn)
i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ VÂN NHUNG TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƢỞNG TÍN DỤNG ĐẾN KẾT QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI C[.]
i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ VÂN NHUNG TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƢỞNG TÍN DỤNG ĐẾN KẾT QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số: 60.34.02.01 Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: TS NGUYỄN TRẦN PHÚC TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! i TÓM TẮT Luận văn nghiên cứu tác động tăng trƣởng tín dụng đến kết hoạt động NHTM Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 – 2015 Mục tiêu nghiên cứu xét trƣờng hợp Việt Nam, tăng trƣởng tín dụng có tác động đến kết hoạt động kinh doanh ngân hàng hay không Trên giới có nhiều nghiên cứu thực nghiệm tác động tăng trƣởng tín dụng kết hoạt động ngân hàng thƣơng mại đƣợc thực nhiều quốc gia với quy mơ khu vực, nhóm nƣớc quốc gia cụ thể Tại Việt Nam quan hệ tăng trƣởng tín dụng hiệu hoạt động ngân hàng thƣơng mại hầu chƣa đƣợc tìm hiểu kỹ Các nghiên cứu chủ yếu tập trung vào thực trạng tăng trƣởng tín dụng, yếu tố tác động đến tăng trƣởng tín dụng, yếu tố tác động đến hiệu hoạt động ngân hàng thƣơng mại hay mối quan hệ định tính hai nhân tố Để làm rõ tác động tăng trƣởng tín dụng đến kết hoạt động ngân hàng Việt Nam, với bảng liệu dạng bảng cân đối đƣợc thu thập từ 23 ngân hàng TMCP, tác giả sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng nhƣ mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM), mơ hình tác động cố định (FEM) mômen tổng quát (GMM) để tìm chiều hƣớng mức độ tăng trƣởng tăng trƣởng tín dụng đến lợi nhuận ngân hàng Kết định lƣợng cho thấy tốc độ tăng trƣởng dƣ nợ cho vay có ảnh hƣởng định đến biến trễ tỷ lệ ROE ngân hàng Qua đó, tác giả kết luận tăng trƣởng tín dụng có tác động chiều lên kết hoạt động ngân hàng Ngồi ra, tác giả cịn chứng minh tác động tăng trƣởng tín dụng đến kết hoạt động ngân hàng phụ thuộc vào tình hình phát triển kinh tế xã hội, khác giai đoạn kinh tế tăng trƣởng nóng giai đoạn tăng trƣởng bình thƣờng Kết luận nghiên cứu đƣợc giải thích quy luật cung cầu cho vay Từ đó, tác giả đƣa số kiến nghị làm sở để ngân hàng định hƣớng, hoạch định kế hoạch, sách tăng trƣởng tín dụng phù hợp với khả ngân hàng nhƣ tình hình kinh tế xã hội để đạt đƣợc mức lợi nhuận tối ƣu ii LỜI CAM ĐOAN Tôi tên Nguyễn Thị Vân Nhung, học viên cao học lớp CH16A, trƣờng Đại học Ngân hàng TP Hồ Chí Minh, niên khóa 2014 – 2016 Tôi xin cam đoan luận văn tốt nghiệp cơng trình nghiên cứu tơi, có hỗ trợ từ giáo viên hƣớng dẫn TS Nguyễn Trần Phúc Luận văn chƣa đƣợc trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trƣờng đại học Luận văn công 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 luận văn Nếu phát có gian lận tơi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trƣớc Hội đồng nhƣ kết luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 10 năm 2016 Tác giả iii LỜI CẢM ƠN Trƣớc hết, xin gửi lời cảm ơn chân thành đến tất thầy cô trƣờng Đại học Ngân hàng TP Hồ Chí Minh truyền đạt cho tơi nhiều kiến thức bổ ích giúp tơi có đƣợc tảng lý thuyết tốt để vận dụng tìm hiểu thực tế Đặc biệt, xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến giảng viên hƣớng dẫn TS Nguyễn Trần Phúc, ngƣời trực tiếp giúp đỡ, dẫn tận tình, hỗ trợ tơi tháo gỡ khó khăn trình thực luận văn Và cuối cùng, tơi xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, bạn bè bên cạnh động viên suốt thời gian qua để tơi hồn thành luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 10 năm 2016 Tác giả iv MỤC LỤC TÓM TẮT i LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CẢM ƠN iii MỤC LỤC iv DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT viii DANH MỤC BẢNG ix DANH MỤC BIỂU ĐỒ xi CHƢƠNG TỔNG QUAN ĐỀ TÀI 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.4 Dữ liệu phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài 1.6 Kết cấu luận văn CHƢƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Tăng trƣởng tín dụng 2.1.2 Kết hoạt động ngân hàng v 2.1.2.1 Khái niệm kết hoạt động ngân hàng 2.1.2.2 Một số tiêu đo lƣờng kết hoạt động ngân hàng 2.1.2.3 Cơ sở lý thuyết 12 2.2 Tổng quan nghiên cứu trƣớc 15 Kết luận chƣơng 23 CHƢƠNG PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 25 3.1 Trình tự nghiên cứu 25 3.2 Thiết kế mơ hình nghiên cứu 29 3.2.1 Đối tƣợng mẫu nghiên cứu 29 3.2.2 Lựa chọn nhân tố biến số đại diện 29 3.2.3 Thu thập xử lý số liệu 38 3.2.4 Lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng 39 Kết luận chƣơng 42 CHƢƠNG THỰC TRẠNG TĂNG TRƢỞNG TÍN DỤNG VÀ KẾT QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM GIAI ĐOẠN TỪ NĂM 2008 - 2015 40 4.1 Thực trạng hoạt động kinh doanh ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 - 2015 40 4.1.1 Quy mô tổng tài sản 40 4.1.2 Quy mô vốn chủ sở hữu 44 vi 4.1.3 Kết hoạt động 46 4.2 Thực trạng tăng trƣởng tín dụng 49 Kết luận chƣơng 52 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƢỢNG 53 5.1 Giả thuyết nghiên cứu H1 53 5.1.1 Thống kê mô tả biến 53 5.1.2 Phân tích tƣơng quan biến 54 5.1.3 Kiểm định tƣợng đa cộng tuyến 55 5.1.4 Kết hồi quy 57 5.1.5 Phân tích tác động nhân tố ảnh hƣởng 60 5.2 Giả thuyết nghiên cứu H2 62 5.3 Thảo luận kết nghiên cứu 66 Kết luận chƣơng 69 CHƢƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 71 6.1 Kết luận 71 6.2 Kiến nghị 72 6.3 Hạn chế đề tài 76 TÀI LIỆU THAM KHẢO i vii PHỤ LỤC x Phụ lục A Tổng hợp số cốt lõi cho tổ chức nhận tiền x Phụ lục B Danh sách ngân hàng thƣơng mại cổ phần mẫu nghiên cứu xi Phụ lục C Kiểm định tác động tăng trƣởng tín dụng đến tỷ lệ sinh lời vốn chủ sở hữu giai đoạn 2008 – 2015 xiii Phụ lục D Kiểm định tác động tăng trƣởng tín dụng đến tỷ lệ sinh lời tổng tài sản giai đoạn 2008 – 2015 xvi Phụ lục E Kiểm định tác động tăng trƣởng tín dụng đến tỷ lệ sinh lời vốn chủ sở hữu, tỷ lệ sinh lời tổng tài sản giai đoạn 2008 – 2011 xix Phụ lục F Kiểm định tác động tăng trƣởng tín dụng đến tỷ lệ sinh lời vốn chủ sở hữu, tỷ lệ sinh lời tổng tài sản giai đoạn 2012 – 2015 xxv viii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Nguyên nghĩa DEA (Data Envelopment Analysis ) Phƣơng pháp phân tích bao liệu FEM (Fixed Effects Model) Mơ hình tác động cố định GDP (Gross Domestic Product) Tổng thu nhập quốc nội GMM (Generalized Methods of Moments) Phƣơng pháp mômen tổng quát IMF (International Monetary Fund) Quỹ tiền tệ quốc tế LNST Lợi nhuận sau thuế NHNN Ngân hàng Nhà nƣớc NHTM Ngân hàng thƣơng mại OLS (Ordinary Least Squares) Phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng nhỏ REM (Random Effects Model) Mơ hình tác động ngẫu nhiên ROA (Return on Asset) Tỷ suất lợi nhuận sinh lời tổng tài sản ROE (Return on Equity) Tỷ suất lợi nhuận sinh lời vốn chủ sở hữu SFA (Stochatic Frontier Analysis) Phƣơng pháp biến ngẫu nhiên VECM (Vector Error Correction Model) Mơ hình tự hiệu chỉnh sai số vector ix DANH MỤC BẢNG Bảng Trang Bảng 2.1 Tổng quan nghiên cứu mối quan hệ tăng trƣởng tín 16 dụng hiệu hoạt động ngân hàng thƣơng mại Bảng 3.1 Mô tả biến đƣợc sử dụng mơ hình hồi quy 30 Bảng 4.1 Tổng tài sản NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2008 - 2015 40 Bảng 4.2 So sánh lĩnh vực ngân hàng Việt Nam với nƣớc khu 44 vực Bảng 4.3 Tốc độ tăng trƣởng vốn chủ sở hữu NHTMCP Việt Nam 45 giai đoạn từ năm 2009 - 2015 Bảng 4.4 Thống kê mô tả lợi nhuận sau thuế ngân hàng TMCP 47 Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 – 2015 Bảng 4.5 Thống kê mô tả 48 Bảng 4.6 Thống kê mơ tả tốc độ tăng trƣởng tín dụng 50 Bảng 5.1 Thống kê mô tả biến 53 Bảng 5.2 Ma trận tƣơng quan 54 xviii ROA Coef Std Err z P>z LHNH 0,636252 0,554566 1,15 0,251 GDP 13,37264 9,27526 1,44 0,149 INP 3,995477 1,092251 3,66 0,000 _cons 7,325263 3,426334 2,14 0,033 Sargan test 0,690 AR(2) 0,323 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng D.5 cho thấy giá trị p-value Sargan test lớn 0,05 đồng nghĩa với việc sử dụng mơ hình GMM với công cụ phù hợp Đồng thời AR(2) 0,323 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn tự tƣơng quan xix PHỤ LỤC E KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƢỞNG TÍN DỤNG ĐẾN TỶ LỆ SINH LỜI TRÊN TỔNG TÀI SẢN, TỶ LỆ SINH LỜI TRÊN VỐN CHỦ SỞ HỮU GIAI ĐOẠN 2008 – 2011 Bảng E.1 Thống kê mô tả biến Variable Mean Std Dev Min Max ROA 1,156043 0,590008 0,092923 4,728907 ROE 11,96468 6,756689 0,468718 34,78205 TTTD 33,89336 32,12623 -31,7229 126,1413 SIZE 17,65356 1,227136 14,89359 19,94805 SIZELEND 16,79635 1,243034 13,86342 19,48676 DNTIENGUI 96,44289 26,51804 54,24222 208,581 DNTTS 50,42418 13,49715 19,10427 84,47661 LHNH 0,12766 0,3355 GDP 0,060725 0,004416 0,0532 0,0642 INP 0,14405 0,066432 0,0688 0,2297 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng E.1 cho thấy hiệu hoạt động dựa tiêu ROE trung bình đạt 11,96%, cao 34,78% thấp 0,47% Trong tiêu ROA trung bình đạt 1,15%, cao 4,73% thấp 0,09% Bảng E.2 Ma trận tƣơng quan ROA ROE ROA ROE 0,5223 TTTD SIZE SIZELEND DNTIEN GUI DNTTS LHNH GDP INP xx TTTD 0,0279 0,1301 SIZE 0,0086 0,623 0,0002 SIZELEND 0,0233 0,5878 -0,0054 0,9731 DNTIENGUI -0,066 -0,4141 -0,0764 -0,4075 -0,2944 DNTTS 0,0566 -0,1918 -0,0622 -0,1668 0,0609 0,4981 LHNH -0,1003 0,2365 -0,1087 0,6004 0,6815 0,0283 0,3305 GDP -0,0739 -0,0687 -0,4293 0,0984 0,0568 -0,0413 -0,1921 0,004 INP -0,1749 -0,1573 -0,5328 -0,0593 -0,0797 -0,0532 -0,0698 0,0084 0,5647 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết cho thấy giai đoạn từ năm 2008 – 2011, biến ROE có tƣơng quan mạnh với quy mô cho vay SIZELEND (0,5878) tƣơng quan yếu với tỷ lệ tăng trƣởng GDP (-0,0687), Trong đó, biến ROA lại có tƣơng quan mạnh với tỷ lệ lạm phát INP (-0,1749), tƣơng quan yếu với quy mô ngân hàng SIZE (0,0086) Bảng E.3 Kết kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến Variable TTTD VIF 1/VIF 1,57 0,6369 SIZE 615,44 0,0016 SIZELEND 595,25 0,0017 33,28 0,0300 DNTIENGUI 1,67 0,5988 LHNH 2,35 0,4255 INP 1,83 0,5464 GDP 1,68 0,5952 156,64 0,0064 DNTTS Mean VIF Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata xxi Bảng E.3 cho thấy giá trị VIF biến quy mô cho vay lớn 10 lớn 615,44 tác giả tiến hành loại khỏi mơ hình kiểm tra lại thu đƣợc kết dƣới Bảng E.4 Kết kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến sau loại biến SIZELEND Variable VIF 1/VIF TTTD 1,5 0,6667 SIZELEND 2,43 0,4115 DNTIENGUI 1,64 0,6098 DNTTS 1,63 0,6135 LHNH 2,33 0,4292 GDP 1,66 0,6024 INP 1,83 0,5464 Mean VIF 1,86 0,5376 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Từ bảng E.4 thể giá trị VIF sau loại bỏ biến quy mô tổng tài sản nhỏ 10 cho thấy không tồn tƣợng đa cộng tuyến biến mơ hình Do vậy, tác giả đƣa đồng thời biến cịn lại vào mơ hình nghiên cứu thực hồi quy dƣới mơ hình FEM REM Sau sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình phù hợp Bảng E.5 Kết hồi quy ROE theo mơ hình Fixed Effects ROE Coef Std Err t P>t TTTD 0,008471 0,018524 0,46 0,649 SIZELEND 0,871649 1,372626 0,64 0,528 DNTIENGUI 0,002788 0,026546 0,11 0,917 DNTTS -0,10473 0,06294 -1,66 0,101 LHNH (omitted) xxii GDP -47,2387 130,6437 -0,36 0,719 INP -13,5107 9,638066 -1,4 0,166 _cons 6,823222 23,19743 0,29 0,77 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng E.6 Kết hồi quy ROE theo mơ hình Random Effects ROE Coef Std Err z P>z TTTD 0,007731 0,017638 0,44 0,661 SIZELEND 3,034409 0,887861 3,42 0,001 DNTIENGUI -0,01986 0,024007 -0,83 0,408 DNTTS -0,07957 0,053455 -1,49 0,137 LHNH -1,34101 3,541912 -0,38 0,705 GDP -121,866 124,5092 -0,98 0,328 INP -6,77841 8,949146 -0,76 0,449 _cons -25,2185 16,17248 -1,56 0,119 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Sau chạy hai mơ hình FEM REM, tác giả tiến hành kiểm định Hausman nhằm tìm mơ hình phù hợp Bảng E.7 Kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.30 Prob>chi2 = 0.3806 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết cho thấy mơ hình REM phù hợp với liệu nghiên cứu (p-value 0,3806 lớn 0,05) Tác giả tiếp tục thực kiểm định mơ hình đánh giá với mơ hình REM xxiii Bảng E.8 Kiểm định tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 22) = 2.233 Prob > F = 0.1493 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Đồng thời với kết kiểm định tự tƣơng quan giá trị p-value 0,1493 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn tự tƣơng quan Do mơ hình REM khơng tồn quan hệ phần dƣ biến độc lập nên tƣợng phƣơng sai thay đổi đƣợc kiểm soát Bảng E.9 Kết hồi quy ROA theo mơ hình Fixed Effects ROA Coef Std Err t P>t TTTD -0,00161 0,002205 -0,73 0,468 SIZELEND -0,13992 0,163413 -0,86 0,395 DNTIENGUI -0,00146 0,00316 -0,46 0,647 DNTTS -0,00627 0,007493 -0,84 0,406 LHNH (omitted) GDP 3,614072 15,55334 0,23 0,817 INP -2,46202 1,147427 -2,15 0,036 _cons 4,169783 2,761692 1,51 0,136 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng E.10 Kết hồi quy ROA theo mô hình Random Effects ROA Coef Std Err z P>z TTTD -0,00199 0,002084 -0,95 0,34 SIZELEND 0,011341 0,099846 0,11 0,91 DNTIENGUI -0,00226 0,002818 -0,8 0,422 xxiv DNTTS 0,001432 0,006194 0,23 0,817 LHNH -0,23126 0,388015 -0,6 0,551 GDP 2,155172 14,78023 0,15 0,884 INP -2,14328 1,059412 -2,02 0,043 _cons 1,378807 1,846489 0,75 0,455 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Tƣơng tự thực hồi quy với biến ROA, sau chạy hai mơ hình FEM REM, tác giả tiến hành kiểm định Hausman nhằm tìm mơ hình phù hợp Bảng E.11 Kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.75 Prob>chi2 = 0.5865 (V_b-V_B is not positive definite) Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết cho thấy mơ hình REM phù hợp với liệu nghiên cứu (p-value 0,5865 lớn 0,05) Tác giả tiếp tục thực kiểm định mơ hình đánh giá với mơ hình REM Bảng E.12 Kiểm định tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 22) = 0.156 Prob > F = 0.6967 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Đồng thời với kết kiểm định tự tƣơng quan nhận đƣợc giá trị p-value 0,6967 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn tƣợng tự tƣơng quan Do mơ hình REM không tồn quan hệ phần dƣ biến độc lập nên tƣợng phƣơng sai thay đổi đƣợc kiểm soát xxv PHỤ LỤC F KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƢỞNG TÍN DỤNG ĐẾN TỶ LỆ SINH LỜI TRÊN VỐN CHỦ SỞ HỮU, TỶ LỆ SINH LỜI TRÊN TỔNG TÀI SẢN GIAI ĐOẠN 2012 - 2015 Bảng F.1 Thống kê mô tả biến Variable Mean Std Dev Min Max ROA 0,60928 0,445733 0,010072 2,001317 ROE 8,035952 8,275003 0,068259 48,27924 TTTD 19,51393 22,69653 -44,5595 106,8167 SIZE 18,38831 1,073461 16,50232 20,56153 SIZELEND 17,68483 1,146047 15,72927 20,19719 DNTIENGUI 96,12388 127,5082 35,79432 1082,299 DNTTS 51,13491 12,16781 21,62086 72,3882 LHNH 0,130435 0,338627 GDP 0,058325 0,00562 0,0525 0,0668 INP 0,051325 0,031851 0,0063 0,0921 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.1 cho thấy hiệu hoạt động dựa tiêu ROE trung bình đạt 8,04%, cao 48,28% thấp 0,07% Trong tiêu ROA trung bình đạt 0,61%, cao 2,00% thấp 0,01% Bảng F.2 Ma trận tƣơng quan ROA ROE TTTD ROA ROE 0,5124 TTTD 0,0515 0,1747 SIZE SIZELEND DNTIEN GUI DNTTS LH NH GDP INP xxvi SIZE 0,0346 0,0831 0,017 SIZELEND 0,1147 0,1096 0,049 0,9725 DNTIENGUI 0,0538 0,0382 -0,014 0,1963 0,2468 DNTTS 0,3551 0,1168 0,0822 0,1808 0,4012 0,2921 LHNH 0,2149 0,1983 -0,0307 0,6536 0,6972 0,2519 0,4052 GDP -0,2658 -0,0744 0,1161 0,1339 0,164 0,0695 0,1642 INP 0,2941 0,0941 -0,1232 -0,1382 -0,168 -0,0752 -0,1624 -0,9814 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Biến ROE có tƣơng quan mạnh với loại hình ngân hàng LHNH (0,1983) tƣơng quan yếu với tỷ lệ cho vay tiền gửi khách hàng DNTIENGUI (0,0382) Biến ROA lại có tƣơng quan mạnh với tỷ lệ cho vay tổng tài sản DNTTS (0,3551) tƣơng quan yếu với quy mô tổng tài sản SIZE (0,0346) Bảng F.3 Kết kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến Variable TTTD VIF 1/VIF 1,15 0,8696 SIZE 612,25 0,0016 SIZELEND 696,01 0,0014 40 0,0250 DNTIENGUI 1,14 0,8772 LHNH 2,21 0,4525 GDP 27,26 0,0367 INP 27,33 0,0366 175,92 0,0057 DNTTS Mean VIF Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.3 cho thấy giá trị VIF biến quy mô cho vay lớn 10 lớn (696,01) tác giả tiến hành loại khỏi mơ hình kiểm tra lại xxvii Bảng F.4 Kết kiểm tra lại tƣợng đa cộng tuyến sau loại biến SIZELEND Variable VIF 1/VIF TTTD 1,03 0,9709 SIZE 1,86 0,5376 DNTTS 1,34 0,7463 DNTIENGUI 1,13 0,8850 LHNH 2,15 0,4651 GDP 27,2 0,0368 INP 27,29 0,0366 8,86 0,1129 Mean VIF Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết từ bảng F.4 cho thấy hệ số VIF biến tỷ lệ lạm phát INP lớn lớn 10 (27,29) nên tác giả tiếp tục loại biến lạm phát INP khỏi mơ hình tiến hành kiểm tra lại tƣợng đa cộng tuyến với biến TTTD, SIZE, DNTTS, DNTIENGUI, LHNH GDP Bảng F.5 Kết kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến sau loại biến SIZELEND, INF Variable VIF 1/VIF TTTD 1,03 0,9709 SIZE 1,86 0,5376 DNTTS 1,34 0,7463 DNTIENGUI 1,13 0,8850 LHNH 2,15 0,4651 GDP 1,09 0,9174 Mean VIF 1,43 0,6993 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata xxviii Từ bảng F.5 thể giá trị VIF sau loại thêm biến tỷ lệ lạm phát nhỏ 10 cho thấy không tồn tƣợng đa cộng tuyến biến mơ hình Do vậy, tác giả đƣa đồng thời biến lại vào mơ hình nghiên cứu thực hồi quy dƣới mơ hình FEM REM Sau sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình phù hợp Bảng F.6 Kết hồi quy ROE theo mô hình Fixed Effects ROE Coef Std Err t P>t TTTD -0,00515 0,021116 -0,24 0,808 SIZE -2,19942 2,884709 -0,76 0,449 DNTIENGUI -0,00128 0,003306 -0,39 0,7 DNTTS -0,00563 0,063821 -0,09 0,93 LHNH (omitted) GDP -46,7856 102,087 -0,46 0,648 _cons 51,71943 49,40799 1,05 0,299 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.7 Kết hồi quy ROE theo mơ hình Random Effects ROE Coef Std Err z P>z TTTD -0,00053 0,020524 -0,03 0,98 SIZE -1,10041 1,738054 -0,63 0,527 DNTIENGUI -0,00143 0,00325 -0,44 0,659 DNTTS 0,003704 0,059374 0,06 0,95 LHNH 7,207943 6,344165 1,14 0,256 GDP -80,1431 80,52479 -1 0,32 _cons 31,96336 29,55123 1,08 0,279 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata xxix Sau chạy hai mơ hình FEM REM, tác giả tiến hành kiểm định Hausman nhằm tìm mơ hình phù hợp Bảng F.8 Kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.66 Prob>chi2 = 0.7977 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết cho thấy mơ hình REM phù hợp với liệu nghiên cứu (p-value 0,7977 lớn 0,05) Tác giả tiếp tục thực kiểm định mô hình đánh giá với mơ hình REM Bảng F.9 Kiểm định tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 22) = 8.343 Prob > F = 0.0085 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Đồng thời với kết kiểm định tự tƣơng quan giá trị p-value 0,0085 nhỏ 0,05 cho thấy mơ hình tồn tự tƣơng quan Để khắc phục khuyết tật, tác giả sử dụng mô hình GMM thu đƣợc kết hồi quy Bảng F.10 Kết hồi quy ROE theo mơ hình GMM ROE Coef Std Err z P>z TTTD 0,121298 0,037862 3,200 0,001 SIZE -13,2407 1,612484 -8,210 0,000 DNTIENGUI -0,00662 0,007419 -0,890 0,373 DNTTS -0,34104 0,0667 -5,110 0,000 xxx LHNH 55,323 7,064861 7,830 0,000 GDP 303,3127 82,61848 3,670 0,000 _cons 242,3712 28,7382 8,430 0,000 Sargan test 0,101 AR(2) 0,950 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.10 cho thấy giá trị p-value Sargan test lớn 0,05 đồng nghĩa với việc sử dụng mơ hình GMM với cơng cụ phù hợp Đồng thời AR(2) 0,950 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn tự tƣơng quan Bảng F.11 Kết hồi quy ROA theo mơ hình Fixed Effects ROA Coef Std Err t P>t TTTD 0,001246 0,001916 0,65 0,518 SIZE -0,15816 0,261681 -0,6 0,548 DNTIENGUI -9,7E-05 0,0003 -0,32 0,747 DNTTS 0,001285 0,005789 0,22 0,825 LHNH (omitted) GDP -17,9269 9,260635 -1,94 0,057 _cons 4,482443 4,481954 0,321 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.12 Kết hồi quy ROA theo mơ hình Random Effects ROA TTTD Coef Std Err z P>z 0,001178 0,00175 0,67 0,501 -0,0399 0,082782 -0,48 0,63 DNTIENGUI -0,00016 0,000288 -0,55 0,579 DNTTS 0,007857 0,004545 1,73 0,084 SIZE xxxi LHNH 0,268741 0,278307 0,97 0,334 GDP -23,1583 6,291358 -3,68 0,000 _cons 2,24925 1,443742 1,56 0,119 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Tƣơng tự thực hồi quy với biến ROE, sau chạy hai mơ hình FEM REM, tác giả tiến hành kiểm định Hausman nhằm tìm mơ hình phù hợp Bảng F.12 Kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.40 Prob>chi2 = 0.4935 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Kết (Phụ lục 13) cho thấy mơ hình REM phù hợp với liệu nghiên cứu (pvalue 0,4935 lớn 0,05) Tác giả tiếp tục thực kiểm định mơ hình đánh giá với mơ hình REM Bảng F.13 Kiểm định tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 22) = 13.632 Prob > F = 0.0013 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Đồng thời với kết kiểm định tự tƣơng quan nhận đƣợc giá trị p-value 0,0013 nhỏ 0,05 cho thấy mơ hình tồn tự tƣơng quan Để khắc phục khuyết tật, tác giả sử dụng mơ hình GMM thu đƣợc kết hồi quy bảng F.14 dƣới xxxii Bảng F.14 Kết hồi quy ROA theo mơ hình GMM ROA Coef Std Err z P>z TTTD 0,133698 0,043572 3,070 0,002 SIZE -14,1559 1,89348 -7,480 0,000 -0,013 0,010552 -1,230 0,218 DNTTS -0,36043 0,079727 -4,520 0,000 LHNH 55,71495 8,475448 6,570 0,000 GDP 335,1346 91,85618 3,650 0,000 _cons 258,746 33,8966 7,630 0,000 DNTIENGUI Sargan test 0,350 AR(2) 0,928 Nguồn: Tính tốn từ chương trình Stata Bảng F.14 cho thấy giá trị p-value Sargan test lớn 0,05 đồng nghĩa với việc sử dụng mơ hình GMM với cơng cụ phù hợp Đồng thời AR(2) 0,928 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn tự tƣơng quan