Rủi ro và lợi nhuận của các ngân hàng thương mại trường hợp việt nam và các nước châu á thái bình dương

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ THU DIỀM RỦI RO VÀ LỢI NHUẬN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI: TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC CHÂU Á THÁI BÌNH DƯƠNG Chuyên ngành: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số: 62.34.02.01 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS VÕ XUÂN VINH TS THÂN THỊ THU THỦY Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ THU DIỀM RỦI RO VÀ LỢI NHUẬN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI: TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC CHÂU Á THÁI BÌNH DƯƠNG Chuyên ngành: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số: 62.34.02.01 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS VÕ XUÂN VINH TS THÂN THỊ THU THỦY Năm 2016 Chương MỞ ĐẦU 1.1 Đặt vấn đề Lợi nhuận đóng vai trò quan trọng hoạt động doanh nghiệp, đặc biệt ngân hàng thương mại ổn định ngân hàng phụ thuộc nhiều vào lợi nhuận bền vững kinh tế liên quan đến ổn định ngân hàng thương mại Bản chất hoạt động ngân hàng tiềm ẩn rủi ro Nếu rủi ro không kiểm soát tốt, đường hay đường khác làm suy giảm lợi nhuận ngân hàng Lược khảo nghiên cứu thực nghiệm kiểm định tác động rủi ro đến lợi nhuận phân tích hầu hết yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Tuy nhiên, bối cảnh Châu Á Thái Bình Dương thiếu vắng nghiên cứu yếu tố tác động đến rủi ro rủi ro tác động đến lợi nhuận, đặc biệt rủi ro đo lường từ nhiều cách tiếp cận khác Đồng thời kết kiểm định trường hợp Việt Nam không cung cấp thêm gợi ý sách cho trường hợp Việt Nam mà cung cấp thêm chứng phân tích kiểm định lại kết nghiên cứu rủi ro lợi nhuận Châu Á Thái Bình Dương Chính thế, tác giả định thực luận án Rủi ro lợi nhuận ngân hàng thương mại: trường hợp Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương cho luận án tiến sĩ ngành tài ngân hàng 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung Mục tiêu nghiên cứu luận án phân tích yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng phân tích tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng giai đoạn 2000-2013 trường hợp Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Luận án thực với hai mục tiêu cụ thể sau: Mục tiêu cụ thể thứ nhất: luận án phân tích yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương, thông qua ảnh hưởng yếu tố vốn, Chater value, cấu trúc thu nhập, hoạt động ngoại bảng, quy mô, chất lượng tín dụng Qua đó, luận án góp phần gợi ý sách nhằm hạn chế rủi ro ngân hàng, hướng tới việc nâng cao lợi nhuận, đảm bảo an toàn hệ thống Mục tiêu cụ thể thứ hai: luận án lượng hóa tác động rủi ro đến lợi nhuận trường hợp Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương Đây vấn đề cần nghiên cứu sâu, đặc biệt bối cảnh kinh tế Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương nhiều khó khăn tiến hành tái cấu hệ thống ngân hàng 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Từ mục tiêu nghiên cứu thứ nhất, luận án có hai câu hỏi nghiên cứu: + Câu hỏi 1:Yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Châu Á Thái Bình Dương? + Câu hỏi 2: Yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Việt Nam? Từ mục tiêu nghiên cứu thứ hai, luận án có hai câu hỏi nghiên cứu: + Câu hỏi 3: Rủi ro tín dụng, rủi ro tổng thể, rủi ro lãi suất, rủi ro thị trường, rủi ro đặc thù có tác động đến lợi nhuận ngân hàng Châu Á Thái Bình Dương không? + Câu hỏi 4: Rủi ro tín dụng, rủi ro tổng thể, rủi ro lãi suất , rủi ro thị trường, rủi ro đặc thù có tác động đến lợi nhuận ngân hàng Việt Nam không? 1.4 Đối tượng phạm vi 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu luận án vấn đề rủi ro lợi nhuận NHTM Việt Nam Châu Á Thái Bình Dương Luận án nghiên cứu mẫu số liệu 18 quốc gia Châu Á Thái Bình Dương gồm Banglades, China, HongKong, India, Indonesia, Israel, Japan, Kuwait, Malaysia, Pakistan, Philippine, Russia, Srilanka, Taiwan, Thailand, Turkey, Vietnam, Australia 1.5 Phương pháp nghiên cứu Để thực mục tiêu nghiên cứu, luận án kế thừa mô hình nghiên cứu Haq and Heaney (2012) để phân tích tác động yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng, đồng thời luận án áp dụng cách tiếp cận (Berger and DeYoung (1997), Wetmore and Brick (1998), Dietrich and Wanzenried (2014), Petria et al (2015), Sun (2011)) để phân tích tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hang 1.6 Kết đạt đóng góp luận án So với nghiên cứu thực nghiệm trước, đề tài luận án mang số đóng góp quan trọng sau: + Luận án lần phân tích rủi ro lợi nhuận ngân hàng thương mại Châu Á Thái Bình Dương Kết nghiên cứu có kết hợp kiểm chứng cho trường hợp Việt Nam, cho thấy độ tin cậy cao + Luận án trình bày ngắn gọn đầy đủ lý thuyết rủi ro lợi nhuận doanh nghiệp Đây sở để biện luận phát triển nghiên cứu thực nghiệm tác giả trước luận án + Luận án trình bày chi tiết phương pháp đo lường rủi ro ngân hàng nhấn mạnh phương pháp đo lường rủi ro từ liệu thị trường rủi ro tổng thể, rủi ro thị trường, rủi ro lãi suất, rủi ro đặc thù + Luận án hệ thống hóa nghiên cứu thực nghiệm phân tích yếu tố tác động đến rủi ro nghiên cứu thực nghiệm phân tích tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng + Luận án đưa chứng thực nghiệm yếu tố tác động rủi ro ngân hàng tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng trường hợp Châu Á Thái Bình Dương Việt Nam 1.7 Cấu trúc nghiên cứu Chương 1: mở đầu Chương 2: Cơ sở lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm Chương 3: Phương pháp nghiên cứu liệu Chương 4: Kết nghiên cứu Chương 5: Kết luận đề xuất giải pháp CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Để xác định khe hở nghiên cứu hình thành mục tiêu nghiên cứu đề xuất giả thuyết nghiên cứu, chương trình bày lý thuyết rủi ro lợi nhuận đồng thời trình bày cách hệ thống nghiên cứu thực nghiệm yếu tố tác động rủi ro rủi ro tác động đến lợi nhuận Từ đây, luận án phân tích lập luận để đề xuất yếu tố tác động đến rủi ro rủi ro tác động đến lợi nhuận Với biện luận rút từ sở nghiên cứu thực nghiệm trước, luận án đề xuất giả thuyết nghiên cứu để làm sở kiểm định thực nghiệm chương 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Khái niệm rủi ro Mỗi loại rủi ro có cách tiếp cận khác phương pháp đo lường nên rủi ro phản ánh khía cạnh định rủi ro Để có sở phân tích triển khai đo lường nội dung tiếp theo, luận án khái quát định nghĩa năm loại rủi ro phân tích luận án, cụ thể sau: - Rủi ro tín dụng: rủi ro thay đổi giá trị thay đổi chất lượng tín dụng ngân hàng Nguồn gốc rủi ro tín dụng từ việc khách hàng không trả nợ vay ngân hàng, khách hàng tham gia vào hợp đồng tín dụng phát sinh với ngân hàng theo số tiền phải toán dựa giá trị thị trường sau thị trường thay đổi bất lợi nên khách hàng nhận nợ bắt buộc không trả nợ - Rủi ro tổng thể: Khi danh mục đầu tư bao gồm loại tài sản, ví dụ cổ phiếu công ty, rủi ro danh mục hoàn toàn rủi ro cổ phiếu đó, hay gọi rủi ro tổng thể Rủi ro tổng thể đo độ biến thiên suất sinh lợi, tác động yếu tố chung thị trường kinh tế (như lạm phát, tỷ giá hối đoái, chu kỳ kinh doanh,…) yếu tố đặc thù thân doanh nghiệp phát hành cổ phiếu Rủi ro tổng thể cho biết khả không chắn dòng thu nhập từ toàn hoạt động doanh nghiệp (Miller, 1990) Trong rủi ro tổng thể, rủi ro yếu tố chung tạo gọi rủi ro hệ thống tác động đến tất loại tài sản thị trường Rủi ro hệ thống có rủi ro thành phần rủi ro thị trường, rủi ro lãi suất, rủi ro tỷ giá Khái niệm rủi ro thị trường rủi ro lãi suất cụ thể sau: - Rủi ro thị trường: rủi ro thị trường định nghĩa mức độ nhạy cảm lợi nhuận cổ phiếu trước biến động thị trường, thường đo lường beta thị trường (Baele et al., 2015) Hay nói cách khác, rủi ro thị trường rủi ro doanh nghiệp không dự tính thay đổi thị trường (giá hàng hóa, giá cổ phiếu, giảm giá đồng tiền) Rủi ro thị trường đo lường beta mô hình CAPM Nguồn gốc rủi ro thị trường từ rủi ro đồng tiền, rủi ro từ khoản thu nhập cố định như kỳ vọng lạm phát, biến động thị trường chứng khoán, biến động hàng hóa vấn đề khoản thị trường - Rủi ro lãi suất: rủi ro việc ngân hàng không dự tính thay đổi lãi suất thị trường dẫn đến thay đổi cấu trúc kỳ hạn (rủi ro chênh lệch kỳ hạn) tài sản nhạy cảm với lãi suất, rủi ro phát sinh từ mối tương quan không hoàn hảo thay đổi lãi suất phải trả lãi suất phải thu tài sản có đặc điểm - Rủi ro đặc thù: Cũng rủi ro tổng thể, rủi ro đặc thù rủi ro yếu tố riêng tài sản tạo (Merton, 1987) Khi ta kết hợp nhiều loại tài sản với danh mục đầu tư rủi ro đặc thù danh mục giảm xuống yếu tố tác động đến rủi ro đặc thù loại tài sản riêng rẽ danh mục khác triệt tiêu lẫn Nếu số lượng tài sản danh mục đủ lớn rủi ro đặc thù danh mục loại bỏ 2.1.2 Khái niệm lợi nhuận Kinh tế học tân cổ điển khẳng định điều kiện thị trường cạnh tranh hoàn hảo, doanh nghiệp hoạt động lợi nhuận thông qua tối đa hóa doanh thu tối thiểu hóa chi phí nhằm mục đích tối đa hóa lợi nhuận Ngay hoạt động điều kiện thị trường cạnh tranh, thị trường độc quyền, doanh nghiệp hoạt động không nguyên tắc tối đa hóa lợi nhuận Chính thế, lợi nhuận thước đo hiệu doanh nghiệp Có nhiều cách tiếp cận để gọi tên lợi nhuận Các nhà đầu tư thường quan tâm đến thông tin lợi nhuận cổ phiếu, số số lợi nhuận/giá cổ phiếu để định khối lượng đầu tư danh mục Đối với nhà quản lý, số lợi nhuận đo lường từ sổ sách thường ý Dù lợi nhuận đo lường từ liệu thị trường hay đo lường từ liệu sổ sách kế toán nói lên hiệu doanh nghiệp mục tiêu cuối tối đa hóa giá trị doanh nghiệp 2.1.3 Các lý thuyết rủi ro lợi nhuận Mối quan hệ rủi ro lợi nhuận vấn đề trung tâm tài doanh nghiệp vấn đề đặc biệt nhấn mạnh từ sau khủng hoảng tài 2008 Có nhiều lý thuyết rủi ro lợi nhuận, cụ thể sau: + Lý thuyết lợi nhuận rủi ro Frank Knight: giải thích điều tiết lợi nhuận kinh doanh dạng hàm số rủi ro bất định + Lý thuyết danh mục đầu tư: giúp nhà đầu tư xác định tỷ trọng đầu tư vào danh mục tài sản rủi ro hình thành khái niệm rủi ro tổng tổng loại rủi ro + Mô hình định giá tài sản vốn CAPM: mô hình cho rủi ro cổ phiếu phụ thuộc vào beta cổ phiếu Trên sở lý thuyết này, nghiên cứu thực nghiệm xây dựng cách tiếp cận đo lường rủi ro từ liệu thị trừơng beta, rủi ro đặc thù + Lý thuyết thị trường vốn APT: lý thuyết phát triển mô hình định giá tài sản vốn CAPM theo hướng có nhiều rủi ro vĩ mô tác động đến lợi nhuận cổ phiếu Chẳng hạn, lợi nhuận cổ phiếu chịu tác động rủi ro thị trường, rủi ro đặc thù, chịu tác động rủi ro vĩ mô thành phần rủi ro lãi suất + Lý thuyết định giá quyền chọn thực: lý thuyết dựa nguyên lý giá trị thời gian dòng tiền chiết khấu tương lai Vì giá trị dòng lợi nhuận NPV có tính đến yếu tố rủi ro + Lý thuyết định giá quyền chọn thực (option-pricing theory): lý thuyết phát triển lý thuyết mối quan hệ rủi ro lợi nhuận Phương pháp ứng dụng phân tích tài nguyên lý định giá có tính đến giá trị thời gian dòng tiền chiết khấu tương lai (NPV) Mặc dù lý thuyết phương pháp hay việc đo lường lợi nhuận Nhưng việc đo lường lợi nhuận dòng tiền tương lai yêu cầu liệu phức tạp nên luận án giới hạn đo lường lợi nhuận ROA, ROE + Lý thuyết định giá Merton: thể vai trò rủi ro đặc thù Trong lý thuyết này, mô hình CAMP lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá APT Ross nhắc đến nhiều nghiên cứu thực nghiệm lý thuyết giúp nhà nghiên cứu nhà quản lý ước lượng rủi ro thị trường, rủi ro đặc thù, rủi ro lãi suất, suất lợi nhuận kỳ vọng Trên quan điểm nhà đầu tư, mô hình CAMP giúp nhà đầu tư chọn lựa danh mục đầu tư có mức độ rủi ro suất sinh lợi kỳ vọng hợp lý Bên cạnh đó, quan điểm quản lý ngân hàng, việc định vị rủi ro qua hệ số beta từ mô hình CAMP giúp người quản lý ngân hàng xây dựng chiến lược phát triển ngân hàng phù hợp với mức độ rủi ro ngân hàng Chính lý này, luận án vận dụng mô hình CAMP để đo lường rủi ro phân tích mối quan hệ lợi nhuận rủi ro bối cảnh ngân hàng giai đoạn 2000-2013 Tuy nhiên, việc lựa chọn CAMP lý thuyết tảng cho nghiên cứu luận án đặt câu hỏi lý thuyết đề cập đến lợi nhuận rủi ro cổ phiếu nội dung nghiên cứu luận án tập trung vào mối quan hệ rủi ro khả sinh lời ngân hàng, lợi nhuận đo lường từ bảng cân đối kế toán Để trả lời câu hỏi luận án xin trích dẫn quan điểm lý thuyết định giá tài đại cho lợi nhuận thành phần tạo nên giá trị doanh nghiệp Các nhà quản lý doanh nghiệp thực định sản xuất kinh doanh không mục đích tối đa hóa giá trị doanh nghiệp (Jensen, 1984) Trong đó, hiệu định sản xuất kinh doanh thể thông qua lợi nhuận doanh nghiệp số ROA, ROE Đây sở quan trọng mà nhiều nghiên cứu đưa giả thuyết tác động rủi ro đến đến số lợi nhuận 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm giả thuyết nghiên cứu yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Các lược khảo cho thấy có nhiều yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Các yếu tố tác động rủi ro ngân hàng phần lớn tập trung vào yếu tố hình thức sở hữu (Iannotta et al., 2013) yếu tố hoạt động phi lãi ((Hidayat et al., 2012); (Lepetit et al., 2008)), yếu tố an toàn vốn ((Blum, 1999); (Anderson and Fraser, 2000); (Konishi and Yasuda, 2004); (Haq and Heaney, 2012)); quy mô ngân hàng ((Anderson and Fraser, 2000); (Konishi and Yasuda, 2004); (Haq and Heaney, 2012); (Williams, 2014)), tăng trưởng tín dụng ((Lepetit et al., 2008); (Williams, 2014)), Chater value ((Anderson and Fraser, 2000); (Konishi and Yasuda, 2004); (Leung et al., 2015)) vai trò phủ ảnh hưởng đến rủi ro ngân hàng (Williams, 2014) Các phát phù hợp với thực tiễn thị trường tài Không thế, nghiên cứu thực nghiệm phù hợp với mô hình CAMELS (an toàn vốn, chất lượng tài sản có, khoản, mức độ nhạy cảm với rủi ro thị trường) nhằm thiết lập quy định đảm bảo định chế tài hoạt động an toàn hiệu Có thể nghiên cứu thực nghiệm thực tiễn nhiều yếu tố tác động đến rủi ro ngân hàng Tuy nhiên, với vai trò tác động yếu tố đến rủi ro ngân hàng, việc đưa chứng chứng thực nghiệm yếu tố tác động rủi ro cho ngân hàng thương mại Châu Á Thái Bình Dương vô cần thiết Vì luận án đưa giả thuyết: H1A: vốn ngân hàng nghịch biến với rủi ro ngân hàng H1B: vốn ngân hàng có mối quan hệ phi tuyến tính với rủi ro ngân hàng H2: Chater value nghịch biến với rủi ro ngân hàng H3: giá trị cam kết ngoại bảng đồng biến với rủi ro ngân hàng H4: tăng trưởng tín dụng đồng biến với rủi ro ngân hàng H5: nguồn thu nhập lãi đồng biến với rủi ro ngân hàng H6A: quy mô ngân hàng đồng biến với rủi ro thị trường, rủi ro lãi suất H6B: quy mô ngân hàng nghịch biến với rủi ro tổng thể, rủi ro đặc thù, rủi ro tín dụng 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm giả thuyết nghiên cứu rủi ro tác động đến lợi nhuận ngân hàng Kể từ sau nghiên cứu Miller (1990), qua lược khảo nghiên cứu thực nghiệm, luận án chưa tìm thấy nghiên cứu nghiên cứu phân tích đồng thời tác động rủi ro tổng thể, rủi ro beta đến lợi nhuận ROA, ROE Về mặt đo lường, nghiên cứu cho thấy phần lớn nghiên cứu lựa chọn lợi nhuận đo lường phương pháp tỷ số (tỷ số ROA, tỷ số ROE, tỷ số ROAA, tỷ số ROEA) Bên cạnh đó, lợi nhuận đo lường độ đo hiệu thông qua phương pháp phân tích biên (Sun, 2011) lợi nhuận giá cổ phiếu ((Flannery, 1984); (Sung, 1990); (Wetmore and Brick, 1998)) Về mặt tiếp cận phân tích, nghiên cứu đánh giá tác động riêng lẽ rủi ro tín dụng đến lợi nhuận ((Fiordelisi, 2010); (Berger and DeYoung, 1997); (Iannotta et al., 2007)), ngoại trừ nghiên cứu phân tích yếu tố tác động đến lợi nhuận mô hình liên quan đến nhiều loại rủi ro rủi ro tín dụng, rủi ro khoản, rủi ro hoạt động ((Dietrich and Wanzenried, 2014); (Petria et al., 2015); (Sun, 2011) nhiên rủi ro đo lường từ báo cáo tài Trong đó, theo mô hình CAPM mở rộng, (Flannery (1984); Sung (1990); Wetmore and Brick (1998)) đánh giá tác động rủi ro đo lường từ thị trường đến lợi nhuận cổ phiếu Nhìn chung, nhận định từ lược khảo lý thuyết, lần cho thấy cần thiết quan tâm đến ảnh hưởng rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng Bên cạnh nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng, luận án đưa vào mô hình nghiên cứu rủi ro tổng thể, rủi ro thị trường, rủi ro lãi suất, rủi ro đặc thù đến lợi nhuận ngân hàng Luận án tiến xây dựng giả thuyết tác động rủi ro đến lợi nhuận H7: rủi ro tổng thể tác động nghịch biến đến lợi nhuận ngân hàng H8: rủi ro thị trường tác động đồng biến đến lợi nhuận ngân hàng H9: rủi ro lãi suất tác động nghịch biến đến lợi nhuận ngân hàng H10: rủi ro đặc thù tác động đồng biến đến lợi nhuận ngân hàng H11: rủi ro tín dụng tác động nghịch biến đến lợi nhuận ngân hàng Phương pháp ước lượng OLS Linear regression Number of obs F( 8, 145) Prob > F R-squared Root MSE = = = = = 154 12,78 0,4625 0,50905 P>t [95% Conf, Interval] -0,05064 -1,02181 -0,14135 0,001573 0,083503 -0,977 0,014972 -0,76107 -0,50742 0,001509 -0,17594 0,236478 0,038312 0,511601 -0,52575 0,468933 0,143826 2,384738 Robust roa Coef, Std, Err, risk_deb size GDP IFR M2 sto listed y2008 _cons -0,02456 -0,59887 0,047564 0,019942 0,297552 -0,75137 0,241952 -0,30862 0,93866 0,013192 0,213987 0,095582 0,009294 0,108299 0,114155 0,114842 0,228917 0,731651 t -1,86 -2,8 0,5 2,15 2,75 -6,58 2,11 -1,35 1,28 0,065 0,006 0,62 0,034 0,007 0,037 0,18 0,202 Kiểm định đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF y2008 M2 GDP size IFR sto listed risk_deb 0,087589 0,212458 0,224507 0,553673 0,573563 0,682816 0,70371 0,839888 Mean VIF 11,42 4,71 4,45 1,81 1,74 1,46 1,42 1,19 3,53 Phương pháp ước lượng FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 154 16 R-sq: within = 0,1848 between = 0,1886 Obs per group: avg = = 9,6 234 overall = 0,2106 max = 14 corr(u_i, Xb) = -0,6595 F(6,132) Prob > F = = 4,99 0,0001 P>t [95% Conf, Interval] -0,03897 -4,15888 -0,1039 0,00525 0,278122 -0,74639 0,288624 0,013631 -0,64336 0,310999 0,038652 0,835429 0,250309 6,685899 roa Coef, Std, Err, t risk_deb size GDP IFR M2 y2008 _cons -0,01267 -2,40112 0,103548 0,021951 0,556775 -0,24804 3,487262 0,013297 0,88861 0,104874 0,008443 0,140869 0,251934 1,617026 sigma_u 0,669912 sigma_e 0,444417 rho 0,694399 F test that all u_i=0: F(15, 132) = -0,95 -2,7 0,99 2,6 3,95 -0,98 2,16 0,342 0,008 0,325 0,01 0,327 0,033 (fraction of variance due to u_i) 7,76 Prob > F = 0,0000 Kiểm định đa cộng tuyến Collinearity Diagnostics SQRT Variable VIF VIF roa risk_deb size GDP IFR M2 y2008 Mean VIF 1,42 1,16 1,37 4,45 1,79 4,92 11,51 3,80 1,19 1,08 1,17 2,11 1,34 2,22 3,39 RTolerance Squared 0,702 0,861 0,7303 0,2245 0,5572 0,2033 0,0869 0,298 0,139 0,2697 0,7755 0,4428 0,7967 0,9131 Cond Eigenval Index 6,5345 0,7019 0,3986 0,1942 0,1544 0,0088 3,0513 4,0492 5,8008 6,5056 27,2224 235 0,0061 0,0016 32,8235 64,5661 Condition Number 64,5661 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0,0294 Phương pháp ước lượng REM Random-effects GLS regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 154 16 R-sq: within = 0,1584 between = 0,7355 overall = 0,4612 Obs per group: avg max = = = 9,6 14 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(8) Prob > chi2 = = 87,8 P>z [95% Conf, Interval] -0,04497 -1,06486 -0,15835 0,003418 0,115141 -1,06158 0,025069 -0,83152 -0,75749 0,008349 -0,14431 0,270795 0,038383 0,514389 -0,50039 0,504473 0,196753 2,316494 roa Coef, Std, Err, z risk_deb size GDP IFR M2 sto listed y2008 _cons -0,01831 -0,60458 0,05622 0,020901 0,314765 -0,78098 0,264771 -0,31739 0,779502 0,013603 0,234839 0,109479 0,00892 0,101851 0,143163 0,122299 0,26232 0,784194 sigma_u sigma_e rho 0,129263 0,444417 0,078 -1,35 -2,57 0,51 2,34 3,09 -5,46 2,16 -1,21 0,99 0,178 0,01 0,608 0,019 0,002 0,03 0,226 0,32 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định đa cộng tuyến SQRT VIF Variable VIF roa risk_deb size 1,86 1,22 1,93 1,36 1,1 1,39 RTolerance Squared 0,5375 0,8224 0,5181 0,4625 0,1776 0,4819 236 GDP IFR M2 sto listed y2008 4,46 1,8 4,96 1,89 1,48 11,51 Mean VIF 3,46 2,11 1,34 2,23 1,37 1,22 3,39 0,2242 0,5565 0,2015 0,53 0,6753 0,0869 0,7758 0,4435 0,7985 0,47 0,3247 0,9131 Cond Eigenval Index 10 7,2914 1,1373 0,5347 0,4166 0,3308 0,1548 0,1202 0,0069 0,0058 0,0015 2,532 3,6929 4,1836 4,695 6,8621 7,7887 32,46 35,4591 69,099 Condition Number 69,0990 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0,0110 * Kiểm định LM test - Lagrange multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[idbanknew,t] = Xb + u[idbanknew] + e[idbanknew,t] Estimated results: Var roa e 0,456929 0,197506 sd = sqrt(Var) 0,675965 0,444417 237 u 0,016709 0,129263 Test: Var(u) = chibar2(01) = 19,11 Prob > chibar2 = 0,0000 * Kiểm định Hausman Coefficients -(b) (B) FEM1 REM1 sqrt(diag(V_bV_B)) Difference S,E, (b-B) risk_deb -0,01267 -0,01831 size -2,40112 -0,60458 GDP 0,103548 0,05622 IFR 0,021951 0,020901 M2 0,556775 0,314765 y2008 -0,24804 -0,31739 0,005641 -1,79654 0,047327 0,00105 0,24201 0,069345 , 0,857017 , , 0,097317 , b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = -5,95 chi2 model fitted on these data fails to meet the asymptotic assumptions of the Hausman test; see suest for a generalized test * Kiểm định phương sai thay đổi Wooldridge test Wooldridge test for autocorrelation H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 11,331 Prob > F = 0,0046 Phụ lục E.3: Mô hình tác động rủi ro lên lợi nhuận-ROE=f(risk_credit, Xi) Phương pháp ước lượng OLS 238 Linear regression Number of obs F( 8, 187) Prob > F R-squared Root MSE = = = = = 196 5,15 0,134 11,702 P>t [95% Conf, Robust roe Coef, Std, Err, risk_credit size GDP IFR M2 y2008 sto listed _cons -2,60347 5,267493 -2,11829 0,292565 2,935777 -9,29476 -5,48057 3,78993 3,460931 1,415479 3,720397 2,055772 0,149355 2,218738 4,929072 1,855744 2,394529 14,41111 t -1,84 1,42 -1,03 1,96 1,32 -1,89 -2,95 1,58 0,24 0,067 0,158 0,304 0,052 0,187 0,061 0,004 0,115 0,81 -5,39583 -2,07185 -6,17377 -0,00207 -1,4412 -19,0185 -9,14145 -0,93383 -24,9683 Interval] 0,188893 12,60684 1,937197 0,587202 7,31275 0,428973 -1,81968 8,513692 31,89018 Kiểm định đa cộng tuyến Variable VIF y2008 GDP M2 size IFR sto listed risk_credit 12,07 4,91 4,6 1,8 1,76 1,37 1,27 1,26 Mean VIF 3,63 1/VIF 0,082851 0,203536 0,217316 0,555725 0,567977 0,72758 0,786967 0,792942 Phương pháp ước lượng FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 196 16 R-sq: within = 0,0670 between = 0,0062 overall = 0,0139 Obs per group: avg max = = = 12,3 14 corr(u_i, Xb) = -0,5874 F(6,174) Prob > F = = 2,08 0,0577 239 roe Coef, Std, Err, risk_credit size GDP IFR M2 y2008 _cons -2,71489 -15,3497 -1,97943 0,338818 6,686652 -9,75525 33,92087 1,309553 14,02581 2,336032 0,193282 2,789222 5,67649 28,58112 sigma_u 7,524595 sigma_e 11,40929 rho 0,303116 F test that all u_i=0: F(15, 174) = t P>t -2,07 -1,09 -0,85 1,75 2,4 -1,72 1,19 0,04 0,275 0,398 0,081 0,018 0,087 0,237 [95% Conf, Interval] -5,29954 -43,0323 -6,59004 -0,04266 1,181588 -20,9589 -22,4894 -0,13024 12,33295 2,631175 0,720297 12,19171 1,448386 90,33118 (fraction of variance due to u_i) 2,26 Prob > F = 0,0063 Kiểm định đa cộng tuyến SQRT Variable VIF roe risk_credit size GDP IFR M2 1,08 1,18 1,27 1,65 1,13 2,04 VIF 1,04 1,09 1,13 1,28 1,06 1,43 RTolerance Squared 0,9291 0,8493 0,7853 0,6078 0,8829 0,4894 0,0709 0,1507 0,2147 0,3922 0,1171 0,5106 Mean VIF 1,39 Cond Eigenval Index 5,8231 0,6345 0,3268 0,1649 0,0387 0,0095 0,0024 3,0294 4,2213 5,9416 12,2641 24,7073 48,7876 240 Condition Number 48,7876 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0,3965 Phương pháp ước lượng REM Random-effects GLS regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 196 16 R-sq: within = 0,0547 between = 0,4341 overall = 0,1336 Obs per group: avg max = = = 12,3 14 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(8) Prob > chi2 = = 22,71 0,0038 P>z [95% Conf, roe Coef, Std, Err, risk_credit size GDP IFR M2 y2008 sto listed _cons -2,53422 4,625957 -2,05172 0,298357 3,318185 -9,42256 -5,22465 3,69318 2,700985 1,168069 4,583087 2,349353 0,194183 2,177837 5,720924 2,587635 2,267154 16,56216 sigma_u sigma_e rho 2,207226 11,40929 0,036076 z -2,17 1,01 -0,87 1,54 1,52 -1,65 -2,02 1,63 0,16 0,03 0,313 0,382 0,124 0,128 0,1 0,043 0,103 0,87 -4,82359 -4,35673 -6,65637 -0,08224 -0,9503 -20,6354 -10,2963 -0,75036 -29,7602 Interval] -0,24485 13,60864 2,552924 0,678949 7,586666 1,790243 -0,15298 8,13672 35,16221 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định đa cộng tuyến Variable roe risk_credit size GDP VIF 1,15 1,3 1,82 4,93 SQRT RVIF Tolerance Squared 1,07 1,14 1,35 2,22 0,866 0,7712 0,5505 0,2027 0,134 0,2288 0,4495 0,7973 241 IFR M2 y2008 sto listed Mean VIF 1,78 4,65 12,24 1,42 1,3 1,33 2,16 3,5 1,19 1,14 0,5614 0,2152 0,0817 0,7043 0,7707 0,4386 0,7848 0,9183 0,2957 0,2293 3,4 Cond Eigenval Index 10 7,1801 0,9365 0,6175 0,4633 0,3804 0,2606 0,1472 0,0072 0,0057 0,0015 2,769 3,4098 3,9367 4,3444 5,2492 6,9834 31,5096 35,5545 69,4967 Condition Number 69,4967 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0,0176 * Kiểm định LM test - Lagrange multiplier (LM) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[idbanknew,t] = Xb + u[idbanknew] + e[idbanknew,t] Estimated results: 242 Var roe e u sd = sqrt(Var) 151,6348 12,31401 130,1719 11,40929 4,871846 2,207226 Test: Var(u) = chibar2(01) = 0,28 Prob > chibar2 = 0,2974 * Kiểm định Hausman Coefficients -(b) (B) FEM1 REM1 risk_credit -2,71489 -2,53422 size -15,3497 4,625957 GDP -1,97943 -2,05172 IFR 0,338818 0,298357 M2 6,686652 3,318185 y2008 -9,75525 -9,42256 sqrt(diag(V_bV_B)) Difference S,E, (b-B) -0,18067 -19,9756 0,072293 , 0,040462 , 3,368467 -0,33269 , 0,592067 13,25589 1,742638 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11,68 Prob>chi2 = 0,0696 (V_b-V_B is not positive definite) * Kiểm định phương sai thay đổi Wooldridge test Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 15) = 2770,265 Prob > F = 0,0000 243 Phụ lục E.4: Mô hình tác động rủi ro lên lợi nhuận-ROE=f(risk_deb, Xi) Phương pháp ước lượng OLS Linear regression roe Coef, Robust Std, Err, risk_deb size GDP IFR M2 y2008 sto listed _cons 0,376578 1,188887 -2,22998 0,252751 3,514626 -8,64944 -8,26667 5,161268 8,229166 0,537665 5,458281 2,665959 0,163553 2,439259 5,197545 4,292797 4,163441 19,85846 t 0,7 0,22 -0,84 1,55 1,44 -1,66 -1,93 1,24 0,41 Number of obs F( 8, 145) Prob > F R-squared Root MSE = = = = = P>t Conf, [95% 0,485 0,828 0,404 0,124 0,152 0,098 0,056 0,217 0,679 154 2,65 0,0097 0,0981 13,011 Interval] -0,68609 -9,59919 -7,49915 -0,07051 -1,30647 -18,9222 -16,7512 -3,06761 -31,0203 1,439251 11,97696 3,039177 0,576006 8,335724 1,623301 0,21787 13,39014 47,4786 Kiểm định đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF y2008 M2 GDP size IFR sto listed risk_deb 0,087589 0,212458 0,224507 0,553673 0,573563 0,682816 0,70371 0,839888 Mean VIF 11,42 4,71 4,45 1,81 1,74 1,46 1,42 1,19 3,53 Phương pháp ước lượng FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 154 16 R-sq: within = 0,2453 Obs per group: = 244 between = 0,0443 overall = 0,0324 avg max = = 9,6 14 corr(u_i, Xb) = -0,7344 F(15,123) Prob > F = = 2,66 0,0016 P>t [95% Conf, Interval] roe Coef, Std, Err, risk_deb size GDP IFR M2 _Iyear_2001 _Iyear_2002 _Iyear_2003 _Iyear_2004 _Iyear_2005 _Iyear_2006 _Iyear_2007 _Iyear_2008 _Iyear_2009 _Iyear_2010 _Iyear_2011 _Iyear_2012 _Iyear_2013 _cons 0,895777 0,369518 -33,5573 24,48388 3,862256 3,943607 0,660893 0,276776 9,760522 4,69411 17,95213 7,519265 19,70523 6,918103 -5,21834 5,576549 -4,03112 5,819842 (omitted) 8,331626 4,496948 6,671315 5,628132 (omitted) 10,57496 4,654803 1,698914 4,755173 -3,63589 5,597513 -0,7193 4,357347 (omitted) 10,11944 54,42446 sigma_u 11,96902 sigma_e 11,83492 rho 0,505633 F test that all u_i=0: F(15, 123) = t 2,42 -1,37 0,98 2,39 2,08 2,39 2,85 -0,94 -0,69 0,017 0,173 0,329 0,018 0,04 0,018 0,005 0,351 0,49 0,164338 -82,0216 -3,94387 0,113031 0,468818 3,068201 6,011265 -16,2568 -15,5511 1,627215 14,90707 11,66839 1,208754 19,05223 32,83605 33,39919 5,8201 7,488904 1,85 1,19 0,066 0,238 -0,56981 -4,46923 17,23306 17,81186 2,27 0,36 -0,65 -0,17 0,025 0,721 0,517 0,869 1,361058 -7,71366 -14,7158 -9,3444 19,78885 11,11149 7,444049 7,905802 0,19 0,853 -97,6104 117,8493 (fraction of variance due to u_i) 2,84 Prob > F = 0,0008 Kiểm định đa cộng tuyến SQRT VIF Variable VIF roe risk_deb size GDP IFR 1,02 1,06 1,2 1,59 1,12 1,01 1,03 1,09 1,26 1,06 RTolerance Squared 0,9799 0,9437 0,8361 0,6283 0,8926 0,0201 0,0563 0,1639 0,3717 0,1074 245 M2 1,87 1,37 0,5342 0,4658 Mean VIF 1,31 Cond Eigenval Index 5,6805 0,5908 0,4983 0,1789 0,0383 0,0108 0,0025 3,1009 3,3763 5,6349 12,1835 22,9508 47,8901 Condition Number 47,8901 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0,4674 Phương pháp ước lượng REM Random-effects GLS regression Group variable: idbanknew Number of obs Number of groups = = 154 16 R-sq: within = 0,0617 between = 0,3869 overall = 0,0981 Obs per group: avg max = = = 9,6 14 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(8) Prob > chi2 = = 15,78 0,0457 P>z [95% Conf, Interval] -0,3237 -8,3191 -8,03369 -0,22047 -1,79845 -22,5655 -14,0873 0,251697 -31,2182 1,076858 10,69687 3,573721 0,725969 8,827698 5,266572 -2,44607 10,07084 47,67654 roe Coef, Std, Err, risk_deb size GDP IFR M2 y2008 sto listed _cons 0,376578 1,188887 -2,22998 0,252751 3,514626 -8,64944 -8,26667 5,161268 8,229166 0,357292 4,851101 2,961128 0,241443 2,710801 7,100135 2,969749 2,504929 20,12658 z 1,05 0,25 -0,75 1,05 1,3 -1,22 -2,78 2,06 0,41 0,292 0,806 0,451 0,295 0,195 0,223 0,005 0,039 0,683 246 sigma_u sigma_e rho 12,65267 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định đa cộng tuyến Variable VIF roe risk_deb size GDP IFR M2 y2008 sto listed SQRT VIF 1,11 1,2 1,81 4,47 1,76 4,76 11,53 1,54 1,46 1,05 1,1 1,34 2,11 1,33 2,18 3,4 1,24 1,21 RTolerance Squared 0,9019 0,8335 0,5534 0,2236 0,5693 0,21 0,0867 0,6482 0,6837 0,0981 0,1665 0,4466 0,7764 0,4307 0,79 0,9133 0,3518 0,3163 Mean VIF 3,29 Cond Eigenval Index 10 7,0801 1,0191 0,5641 0,5328 0,3335 0,3006 0,1547 0,0077 0,0058 0,0015 2,6357 3,5428 3,6453 4,6074 4,8532 6,7647 30,2801 35,0594 68,0315 * Kiểm định LM test - Lagrange multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[idbanknew,t] = Xb + u[idbanknew] + e[idbanknew,t] Estimated results: sd = Var sqrt(Var) 247 roe e u 177,8874 160,0901 13,33744 12,65267 Test: Var(u) = chibar2(01) = 0,00 Prob > chibar2 = 1,0000 * Kiểm định Hausman Coefficients risk_deb size GDP IFR M2 (b) (B) FEM1 REM1 0,895777 -33,5573 3,862256 0,660893 9,760522 0,376578 1,188887 -2,22998 0,252751 3,514626 sqrt(diag(V_bV_B)) Difference S,E, (b-B) 0,519198 -34,7462 6,092241 0,408142 6,245896 0,094264 23,99848 2,604565 0,135316 3,832262 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 37,56 Prob>chi2 = 0,0000 (V_b-V_B is not positive definite) * Kiểm định phương sai thay đổi Wooldridge test Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 53,433 Prob > F = 0,0000 248 ... tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng thương mại Việt Nam nước Châu Á Thái Bình Dương 4.1.1 Phân tích tác động rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng thương mại Châu Á Thái Bình Dương Để đánh giá tác... đến rủi ro ngân hàng trường hợp Châu Á Thái Bình Dương Để đánh giá tác động yếu tố đến rủi ro ngân hàng, nghiên cứu sử dụng 19 hồi quy khác Các yếu tố tác động đến rủi ro NHTM Châu Á Thái Bình Dương. ..BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ THU DIỀM RỦI RO VÀ LỢI NHUẬN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI: TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC CHÂU Á THÁI BÌNH DƯƠNG Chuyên