báo cáo thực hành kinh tế lượng đề tài các nhân tố ảnh hưởng tới tỷ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam năm 2021

Là trung gian tài chính, các ngân hàng ế ốhuy động vốn bằng cách chấp nhận các loại tiền gửi hoặc vay từ công chúng và các ngân hàng khác, sau đó sử d ng s tiụ ố ền huy động được để cho

Trang 1

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

ĐỀ TÀI:

CÁC NHÂN T Ố ẢNH HƯỞNG T ỚI T L THU NH P LÃI THU N Ỷ Ệ Ậ Ầ

CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VI T NAM Ệ

Trang 2

MỤC LỤC

M ỤC LỤ C

1 NÊU GI THUY T V VẢ Ế Ề ẤN ĐỀ KINH T Ế: 1

1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI: 1

1.2 LÝ THUYẾT KINH TẾ: 1

1.3 NHẬN ĐỊNH: 2

2 VI ẾT HÀM HỒI QUY TỔ NG TH , MÔ HÌNH H I QUY T NG Ể Ồ Ổ THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾ C A CÁC H S H I QUY:Ủ Ệ Ố Ồ 3

3 THU THẬP SỐ LIỆU 4

4 ƯỚC LƯỢNG CÁC THAM S C A MÔ HÌNH:Ố Ủ 5

5 M ỘT S KIỐ ỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MÔ HÌNH HỒI QUY: 7

5.1 Ki ểm định sự phù hợp của mô hình h i quy:ồ 7

5.2 Ki ểm định sự phù hợp của các hệ s h i quy:ố ồ 7

5.2.1 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟏: 7

5.2.2 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟐: 7

5.2.3 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟑: 8

5.2.4 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟒: 8

5.2.5 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟓: 9

5.2.6 Ki ểm định sự phù hợp c a ủ 𝜷𝟔: 9

5.3 Ki ểm định các khuy t t ế ật: 10

5.3.1 Kiểm định tự tương quan: 10

5.3.2 Ki ểm định phương sai sai số ngẫu nhiên: 12

5.3.3 Ki ểm định đa cộng tuyến: 14

5.3.4 Ki ểm định mô hình b sót bi n (Kiỏ ế ểm định Ramsey): 22

5.3.5 Ki ểm định tính phân ph i chu n cố ẩ ủa sai số ng u nhiên:ẫ 23

6 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ H I QUY:Ồ 25

6.1 Kho ảng tin cậy c a các hủ ệ s h ố ồi quy và phương sai sai số ngẫu nhiên: 25

6.1.1 Kho ảng tin cậy c a các hủ ệ s h i quy:ố ồ 25

6.1.2 Kho ảng tin cậy của phương sai sai số ngẫu nhiên: 29

Trang 3

6.2 M ột s tình hu ng kiố ố ểm định: 30

7 DỰ BÁO: 32

8 K ẾT LUẬ 33 N: 8.1 T ổng kế 33 t: 8.2 Gi ải pháp: 33

Trang 4

1 NÊU GIẢ THUYẾT VỀ VẤN ĐỀ KINH TẾ:

1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI:

Kinh t ế lượng là m t môn khoa h c, d a trên d li u thu thộ ọ ự ữ ệ ập được từ thực

tế, cung cấp các phương pháp phân tích định lượng về mối quan hệ giữa các hiện tượng kinh tế và sự tương tác của chúng, nhằm củng cố mối liên hệ giữa các hiện tượng kinh t , c ng c các giế ủ ố ả định kinh t , tế ừ đó đưa ra các quyết định đúng đắn hơn Hơn nữa, các phương pháp và mô hình trong kinh tế lượng giúp chúng ta phân tích và d ự đoán các hiện tượng th c t ự ế

Tỷ l thu nhệ ập lãi ròng đo lường lãi su t ròng cấ ủa ngân hàng và được tính bằng chênh l ch gi a thu nh p lãi mà ngân hàng nhệ ữ ậ ận được và chi phí lãi mà ngân hàng tr chia cho t ng tài s n sinh lãi c a ngân hàng M c dù m t s ả ổ ả ủ ặ ộ ốnghiên c u ứ định lượng đã được th c hi n nhiự ệ ở ều nước trên th giế ới để xác

định các y u t ảnh hưởng đến t l thu nhập lãi thuần của ngân hàng, nhưng ế ố ỷ ệ

ở Việt Nam nghiên c u v vứ ề ấn đề này còn nhi u h n ch ề ạ ế

Ở nh ng n n kinh t ữ ề ế đang phát triển như Việt Nam, nơi thị trường tài chính mới bắt đầu hình thành, các ngân hàng thương mại đóng vai trò quan trọng giữa tình trạng thừa vốn và thi u v n Là trung gian tài chính, các ngân hàng ế ốhuy động vốn bằng cách chấp nhận các loại tiền gửi hoặc vay từ công chúng

và các ngân hàng khác, sau đó sử d ng s tiụ ố ền huy động được để cho vay ho c ặđầu tư vào các cá nhân Các ngân hàng trả cho người gửi tiền lãi suất tiền gửi

và đồng thời cố nh lãi suđị ất cho vay đối với những người vay c a ngân hàng ủChênh l ch gi a thu nh p lãi và chi phí lãi ph i tr chia cho t ng tài s n sinh ệ ữ ậ ả ả ổ ảlãi của ngân hàng được s dử ụng để đo lường t l thu nh p lãi ròng Vì ngân ỷ ệ ậhàng là ngu n cung cồ ấp v n quan tr ng cho các cá nhân, h ố ọ ộ gia đình và doanh nghiệp nên h thệ ống ngân hàng cũng đóng vai trò quyết định đối với tăng trưởng kinh tế Trong quá trình học t p môn Kinh tế lư ng, nhóm chúng em ậ ợ

đã tiến hành nghiên cứu đề tài: “Các nhân tố ảnh hưởng t i t l thu nh p lãi ớ ỷ ệ ậ

thuần của các ngân hàng thương mạ ổi c ph ần Việt Nam năm 2021”, với

mong mu n ch ra các nhân tố ỉ ố ảnh hưởng đến t l thu nh p lãi thu n c a các ỷ ệ ậ ầ ủngân hàng thương mại và đưa ra các khuyến nghị đối với chính sách lãi suất của Ngân hàng Nhà nước

1.2 LÝ THUYẾT KINH TẾ:

Dựa trên tình hình th c t nghiên c u và lý thuy t kinh t , ta có nhự ế ứ ế ế ận định như sau:

Trang 5

lập CAP Tỉ lệ nắm giữ vốn của Chủ sở hữu +

OC Tỉ lệ chi phí trên doanh thu -

LT Tốc độ tăng trưởng thu nhập lãi

1.3 NHẬN ĐỊNH:

Các nhận định theo lý thuy t kinh t : ế ế

- Tỉ lệ thu nhập lãi thuần (NIM) phụ thuộc vào các nhân tố sau:

+ T l n m gi v n c a Ch s h u (CAP) ỉ ệ ắ ữ ố ủ ủ ở ữ

+ T l chi phí trên doanh thu (OC) ỉ ệ

+ Quy mô ngân hàng (SIZE)

+ Tốc độ tăng trưởng thu nh p lãi thu n (LT) ậ ầ

+ Lo i hình ngân hàng (OWN) ạ

- Mối quan hệ giữa các biến:

+ NIM và CAP có MQH cùng chi u ề

+ NIM và OC có MQH ngược chiều

+ NIM và SIZE có MQH cùng chi u ề

+ NIM và LT có MQH cùng chi u ề

+NIM và OWN có MQH ngược chiều

Trang 6

2 VIẾT HÀM HỒI QUY TỔNG THỂ, MÔ HÌNH HỒI QUY TỔNG

THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾ CỦA CÁC HỆ SỐ HỒI QUY:

- Hàm hồi quy tổng thể:

𝑃𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖

- Mô hình hồi quy tổng thể:

𝑃𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑢𝑖 Trong đó:

- 𝛽1: là hệ số ặn, cho biết khi CAP = 0, OC = 0, SIZE = 0, LT = 0, chOWN = 0 thì tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) bằng

𝛽1%

- 𝛽2: cho biết khi Tỉ lệ nắm giữ vốn của chủ sở hữu (CAP) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽2 %

- 𝛽3: cho biết khi Tỉ lệ chi phí trên doanh thu (OC) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) giảm (tăng) 𝛽3 %

- 𝛽4: cho biết khi Quy mô ngân hàng (SIZE) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽4 %

- 𝛽5: cho biết khi Tốc độ tăng trưởng thu nhập lãi thuần (LT) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽5%

- 𝛽6: Chênh lệch tỉ lệ lãi ần giữa ngân hàng thương mại cổ ần nhà thu phnước và các ngân hàng khác

- 𝑢𝑖: sai số ngẫu nhiên

Trang 7

3 THU THẬP SỐ LIỆU

Sau khi tìm hi u, nghiên c u, thu th p s liể ứ ậ ố ệu, nhóm em có b ng s li u ả ố ệ

về t l thu nh p lãi thu n cỷ ệ ậ ầ ủa các ngân hàng năm 2021 như sau:

Đơn vị tính: triệu đồng

Nguồn:

Trang web: https://cafef.vn/tai-chinh-ngan-hang.chn

Trang web: https://vietstock.vn/

Trang 8

4 ƯỚC LƯỢNG CÁC THAM SỐ CỦA MÔ HÌNH:

- Hàm hồi quy mẫu:

𝑆𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀 = 𝛽𝑖  + 𝛽1 𝐶𝐴𝑃2 𝑖+ 𝛽𝑂𝐶3 𝑖+ 𝛽𝑆𝐼𝑍𝐸4 𝑖+ 𝛽𝐿𝑇5 𝑖+ 𝛽𝑂𝑊𝑁6 𝑖

- Mô hình hồi quy mẫu:

𝑆𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑒𝑖

Trong đó: 𝑒𝑖 là phần dư

Dependent Variable: NIM

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.578371 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.006789 Akaike info criterion -6.903612 Sum squared resid 0.000645 Schwarz criterion -6.604892 Log likelihood 75.03612 Hannan-Quinn criter -6.845298

Prob(F-statistic) 0.003093

Với s liố ệu t m u trên, s d ng ph n m m ừ ẫ ử ụ ầ ề Eviews để ước lượng, cho mức ý nghĩa 𝛼 = 5% và ta thu được báo cáo kết qu ả ước lượng như sau: Dựa vào báo cáo Eviews, ta có:

- Hàm hồi quy mẫu:

Trang 9

+ 𝛽 = 0229068 cho bi t khi t l n m gi 2 ế ỉ ệ ắ ữ VCSH tăng lên 1 đơn vị thì tỉ lệ thu nh p l i thuậ ã ần tăng lên 0.229068 đơn vị trong điều kiện không phân bi t ệloại hình ngân hàng v c c y u t à á ế ố khác không đổi

+ 𝛽 = −0,006941 cho bi t khi t l chi ph 3 ế ỉ ệ í trên doanh thu tăng lên 1 đơn vị thì t l thu nh p l i thu n cỉ ệ ậ ã ầ ủa c c ngân há àng giảm 0.006941 đơn vị trong điều ki n không phân bi t loệ ệ ại h nh ngân h ng v c c y u t kh c không i ì à à á ế ố á đổ+ 𝛽 = 0,005522 cho bi t khi quy mô ngân h4 ế àng tăng lên 1 đơn vị thì tỉ lệ thu nh p l i thuậ ã ần tăng 0.005522 đơn vị trong điều ki n không phân bi t lo i ệ ệ ạhình ngân h ng v c c y u tà à á ế ố khác không i đổ

+ 𝛽 = 0,006856 cho bi t khi t c d 5 ế ố ộ tăng trưởng thu nh p l i thuậ ã ần tăng 1 đơn vị thì tỉ l thu nh p lệ ậ ãi thuần tăng 0.006856 đơn vị trong điều kiện không phân bi t lo i h nh ngân h ng v c c y u tệ ạ ì à à á ế ố kh c không i á đổ

+ 𝛽 = −0,001373 cho bi t m c chênh l ch t l thu nh p l6 ế ứ ệ ỉ ệ ậ ãi thu n của ầngân h ng TMCP nh à à nước so v i c c ngân h ng khớ á à ác trong điều ki n c c ệ áyếu t khác ố không đổi

Các hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết kinh tế

Trang 10

5 MỘT SỐ KIỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MÔ HÌNH HỒI QUY:

5.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy:

Tiến hành kiểm định cặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝑅2= 0

𝐻1: 𝑅2> 0Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = (1 − 𝑅𝑅2⁄2(6 − 1)) (𝑛 − 6)⁄ ~ 𝐹(6−1;𝑛−6)

Với m c ứ ý nghĩa 𝛼 = 5%, miền bác bỏ:

𝑊0,05= {𝐹 ∶ 𝐹 > 𝐹0,05 (5;𝑛−6)} Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: 𝐹𝑞𝑠= 6,212663 > 𝐹0,05(5,14)= 2,96

⇒ 𝐹𝑞𝑠 ∈ 𝑊0,05

⇒ Bác bỏ 𝐻𝑜, chấp nhận 𝐻1 Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằng mô hình hồi quy phù hợp

5.2 Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy:

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025

⇒ Chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻𝑜, tạm thời chấp nhận 𝐻𝑜

Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằng 𝛽1 không có ý nghĩa kinh tế

5.2.2 Kiểm đị sự phù hợp của nh 𝜷𝟐:

Trang 11

Tiến hành kiểm nh cđị ặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝛽2= 0

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∈ 𝑊0,025

⇒ Bác bỏ 𝐻𝑜, chấp nhận 𝐻1 Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ngchịu ảnh hưởng bởi tỉ lệ nắm giữ vốn chủ sở hữu

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025

Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ngkhông chịu ảnh hưởng bởi tỉ lệ chi phí trên doanh thu

Trang 12

𝑊0,025= 𝑇 ∶ { |𝑇| > 𝑇0,025(𝑛−6)} Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: |𝑇𝑞𝑠 | = |1,761171| < 𝑇0,02514 = 2,145

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025

Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ngkhông chịu ảnh hưởng bởi quy mô ngân hàng

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025

Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ngkhông chịu ảnh hưởng bởi tốc độ tăng trưởng thu nhập lãi thuần 5.2.6 Kiểm đị sự phù hợp của nh 𝜷𝟔:

Tiến hành kiểm định cặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝛽6= 0

⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025

Trang 13

• Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ngkhông chịu ảnh hưởng bởi loại hình ngân hàng

5.3 Kiểm định các khuyết tật:

5.3.1 Kiểm định tự tương quan:

5.3.1.1 Kiểm định Durbin – Waston:

Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+

𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑢𝑖 thu được 𝑒𝑖 và 𝑒𝑖−1

Sử dụng thống kê: 𝑑 = ∑ (𝑒𝑛 𝑖 −𝑒𝑖−1) 2

𝑖=2

∑ 𝑛 𝑒𝑖2 𝑖=1Theo báo cáo Eviews, ta có: 𝑑𝑞𝑠= 2,131041

Với 𝛼 =5%; 𝑛 =20; ệ ố h s góc 𝑘′= 6 − 1 = 5, ta có: 𝑑𝐿= 0,792 𝑑 𝑈 =1,991

Không có kết luận

Tự tương quan (-)

0 0,792 1,991 2,009 3,208 4Nhận th y: ấ 2,009 < 𝑑𝑞𝑠< 3,208 nên ta không có k t lu n gì v mô hình ế ậ ềgốc

Vậy với mức ý nghĩa α = 5%, bằng phương pháp kiểm định Durbin – Waston, ta không có kết luận gì về mô hình gốc

5.3.1.2 Kiểm đị Breusch – Godfrey (BG):nh

Do kiểm định Durbin Waston không cho k t lu n v mô hình và nh m – ế ậ ề ằkhắc ph c nhụ ững h n ch c a kiạ ế ủ ểm định Durbin Wastion (kích – thước mẫu lớn hơn 15 quan sát, chỉ áp dụng v i mớ ức ý nghĩa 𝛼 = 5%,…), chúng ta có thể sử d ng ki m ụ ể định Breusch – Godfrey (BG) Đây là phương pháp có th ể

áp d ng ụ đố ớ ầi v i h u hết các mô hình: mô hình có ch a biứ ến ph thu c các ụ ộ ởthời k trỳ ễ

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 1.647387 Prob F(2,12) 0.2333

Obs*R-squared 4.308365 Prob Chi-Square(2) 0.1160

Test Equation:

Trang 14

𝑊𝛼= {𝐹 ∶ 𝐹 > 𝐹𝛼 (4;𝑛−5)} Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 (𝐹)= 0,080174 > α = 0,05

⟹ Chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻𝑜, 𝑡ạ𝑚 𝑡ℎờ𝑖 𝑐ℎấ𝑝 𝑛ℎậ𝑛 𝐻𝑜

⟹ Không có bằng chứng cho rằng LT có mối quan hệ tuyến tính với các biến độc lập khác (4)

• Hồi quy biến OWN theo các biến CAP, OC, SIZE và OWN:

Dependent Variable: OWN

R-squared 0.691229 Mean dependent var 0.200000

Adjusted R-squared 0.608891 S.D dependent var 0.410391

S.E of regression 0.256654 Akaike info criterion 0.330139

Sum squared resid 0.988066 Schwarz criterion 0.579072

Log likelihood 1.698609 Hannan-Quinn criter 0.378733

F-statistic 8.394937 Durbin-Watson stat 1.531489

Trang 15

Sử d ng tiêu chu n kiụ ẩ ểm định:

𝐹 = (1 − 𝑅𝑅5⁄((6 − 1 − 1))

5) (𝑛 − (6 − 1))⁄ ~ 𝐹(6−2;𝑛−6+1)Với m c ý ngh a ứ ĩ 𝛼 = 5%, mi n bác b : ề ỏ

𝑊𝛼= {𝐹 ∶ 𝐹 > 𝐹𝛼 (4;𝑛−5)} Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 (𝐹)= 0,000920 > α = 0,05

S.E of regression 0.008692 Akaike info criterion -6.440447

Sum squared resid 0.001133 Schwarz criterion -6.191514

Log likelihood 69.40447 Hannan-Quinn criter -6.391853

Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+

𝑣𝑖thu được h s ệ ố xác định 𝑅−22 = 0,454388

• Bỏ ến OC:bi

Date: 03/13/23 Time: 22:35

Trang 16

Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+

𝑣𝑖 thu được h s ệ ố xác định 𝑅−32 = 0,683052

• Bỏ ến SIZE:bi

Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑣𝑖

thu được hệ số xác định 𝑅−42 = 0,620496

• Bỏ ến LT:bi

Date: 03/13/23 Time: 22:36

Sample: 1 20

Included observations: 20

Trang 17

Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+

𝑣𝑖thu được h s ệ ố xác định 𝑅−52 = 0,672274

• Bỏ ến OWN:bi

Tiêu đề	Các nhân tố ảnh hưởng tới tỷ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam năm 2021
Tác giả	Đỗ Thị Minh Anh, Vũ Xuân Đại, Trần Phương Hảo, Nguyễn Hương Lan, Nguyễn Ngọc Trà My, Mai Hà Thanh, Bùi Hoàng Thập, Tạ Thị Mừng Trang
Chuyên ngành	Kinh tế lượng
Thể loại	Báo cáo thực hành
Năm xuất bản	2021

Định dạng
Số trang	30
Dung lượng	3,1 MB