Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)

Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam (Luận án tiến sĩ)

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH MAI BÌNH DƢƠNG TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU, RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH MAI BÌNH DƢƠNG TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU, RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 62.34.02.01 Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: PGS, TS Nguyễn Ngọc Thạch TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2018 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU CHUNG 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Khe hở nghiên cứu 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.4 Câu hỏi nghiên cứu 1.6 Dữ liệu phƣơng pháp nghiên cứu 1.7 Đóng góp khoa học đề tài nghiên cứu 10  Về mặt lý luận 10  Về mặt phƣơng pháp 10  Ý nghĩa mặt thực tiễn 11 1.8 Kết cấu luận án 13 CHƢƠNG 2: LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG VỚI SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI 15 2.1 Lý luận vốn chủ sở hữu ngân hàng thƣơng mại 15 2.1.1 Khái niệm vốn chủ sở hữu ngân hàng thƣơng mại 15 2.1.2 Thành phần vốn chủ sở hữu ngân hàng thƣơng mại 16 2.2 Lý luận rủi ro tín dụng ngân hàng thƣơng mại 17 2.2.1 Khái niệm rủi ro tín dụng 17 2.2.2 Phân loại rủi ro tín dụng 18 2.2.3 Đo lƣờng rủi ro tín dụng ngân hàng thƣơng mại 19 2.2.4 Nguyên nhân rủi ro tín dụng 23 2.2.4.1 Lý thuyết Thông tin bất cân xứng 23 2.2.4.2 Lý thuyết Chi phí đại diện 24 2.3 Cơ sở lý luận ổn định tài ngân hàng thƣơng mại 27 2.3.1 Khái niệm ổn định tài 27 2.3.2 Khái niệm ổn định tài ngân hàng 29 2.3.3 Tầm quan trọng ổn định tài ngân hàng 30 2.3.4 Phƣơng pháp đo lƣờng ổn định tài ngân hàng 31 2.4 Lý thuyết tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài ngân hàng 35 2.4.1 Lý thuyết gia tăng vốn chủ sở hữu làm giảm ổn định tài ngân hàng 35 2.4.2 Lý thuyết gia tăng vốn chủ sở hữu làm tăng ổn định tài ngân hàng 37 2.5 Lý thuyết tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng 40 2.6 Tổng quan nghiên cứu liên quan 42 2.6.1 Các nghiên cứu vận dụng Z-score để đo lƣờng ổn định tài ngân hàng thƣơng mại 42 2.6.2 Các nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại 44 2.6.3 Các nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại 47 2.6.4 Đánh giá nghiên cứu trƣớc 55 KẾT LUẬN CHƢƠNG 58 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 59 3.1 Quy trình nghiên cứu 59 3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu 59 3.2.1 Đo lƣờng ổn định tài ngân hàng thƣơng mại 59 3.2.2 Mô hình giả thuyết nghiên cứu 61 3.2.2.1 Mơ hình nghiên cứu 61 3.2.2.1 Mơ tả biến giải thích 64 3.2.2.3 Giả thuyết nghiên cứu 71 3.3.Thu thập xử lý liệu 74 3.4 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng 76 KẾT LUẬN CHƢƠNG 80 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM 81 4.1 Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu tƣơng quan biến 81 4.3 Kết ƣớc lƣợng mơ hình: 85 4.3.1 Kết nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 85 4.3.2 Kết nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 96 4.3.3 Tóm tắt kết nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam .109 KẾT LUẬN CHƢƠNG 113 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP TĂNG CƢỜNG SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM 114 5.1 Kết luận 114 5.2 Các giải pháp nhằm tăng cƣờng ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 115 5.2.1 Giải pháp nhằm gia tăng vốn chủ sở hữu ngân hàng thƣơng mại 115 5.2.2 Giải pháp nhằm quản trị rủi ro tín dụng Ngân hàng thƣơng mại 117 5.2.3 Các giải pháp khác nhằm tăng cƣờng ổn định tài Ngân hàng thƣơng mại 118 5.2.4 Xây dựng hệ thống cảnh báo sớm rủi ro tín dụng cho Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 119 5.3 Kiến nghị Ngân hàng Nhà nƣớc Việt Nam, Chính phủ .121 5.4 Hạn chế hƣớng nghiên cứu 123 KẾT LUẬN .125 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt Tiếng Anh PHỤ LỤC 1: THỐNG KÊ MÔ TẢ VÀ MA TRẬN HỆ SỐ TƢƠNG QUAN PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ HỒI QUY MƠ HÌNH PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG TRONG MẪU NGHIÊN CỨU TÓM TẮT Luận án “Tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam” hệ thống sở phƣơng pháp luận vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng ổn định tài ngân hàng đồng thời phân tích tác động vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng với ổn định tài ngân hàng gắn với bối cảnh khủng hoảng tài giới ảnh hƣởng đến ngân hàng nƣớc Thơng qua việc sử dụng liệu bảng với phƣơng pháp tác động ngẫu nhiên (Random Effects) tác động cố định (Fixed Effects; phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS); phƣơng pháp ƣớc lƣợng GMM hệ thống (System General Method of Moments) cho thấy: (1) Khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu gia tăng làm gia tăng ổn định tài NHTM Việt Nam, rủi ro tín dụng gia tăng làm giảm ổn định tài NHTM Việt Nam (2) Việc gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (EQTA) giúp làm gia tăng ổn định tài NHTM Việt Nam nhƣng đến mức tỷ lệ định Nếu tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (EQTA) vƣợt qua mức việc gia tăng vốn chủ sở hữu lại làm giảm ổn định tài NHTM Việt Nam hiệu hoạt động kinh doanh giảm sút Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản điểm đảo chiều ổn định tài NHTM Việt Nam tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản tối ƣu, mà mức tỷ lệ ổn định tài NHTM Việt Nam cao (3) Nghiên cứu ảnh hƣởng khủng hoảng tài đến ổn định tài ngân hàng, kết nghiên cứu ý nghĩa thống kê mức 5% mang dấu âm, cho thấy điều kiện khủng hoảng làm gia tăng bất ổn định NHTM Việt Nam Bên cạnh đó, điều kiện khủng hoảng, gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản làm gia tăng bất ổn định NHTM Việt Nam (4) Bên cạnh việc tìm kiếm chứng tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng, nghiên cứu cịn xem xét tác động điều kiện khủng hoảng tài vào năm 2008 2009 Kết hồi quy cho thấy, hệ số hồi quy biến khủng hoảng có ý nghĩa thống kê mức 5% mang dấu âm cho thấy điều kiện khủng hoảng, tác động ngƣợc chiều rủi ro tín dụng đến ổn định tài điều kiện khủng hoảng số Z-score: gia tăng tỷ lệ nợ xấu tổng dƣ nợ làm giảm ổn định tài NHTM Việt Nam yếu tố khác không đổi, điều phù hợp với kết nghiên cứu trƣớc quốc gia giới Thông qua kết ƣớc lƣợng mơ hình hồi quy, nghiên cứu đề xuất kiến nghị quản trị vốn, quản trị rủi ro tín dụng cho NHTM Việt Nam nhằm gia tăng ổn định tài NHTM LỜI CAM ĐOAN Tên tơi là: Mai Bình Dƣơng; MSHV: Sinh ngày: 20/01/1981 tại: Thanh Hóa Quê quán: Xã Nga Thiện - Huyện Nga Sơn - Tỉnh Thanh Hóa Hiện cơng tác tại: Trƣờng Đại học Văn lang Là nghiên cứu sinh khóa 18 trƣờng Đại học Ngân hàng TP HCM Chuyên ngành Tài ngân hàng Mã số: 62.34.02.01 Đề tài nghiên cứu: Tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam Dƣới đây, xin cam đoan: Đây luận án thân trực tiếp thực dƣới hƣớng dẫn Thầy PGS TS Nguyễn Ngọc Thạch Cơng trình không trùng lặp với nghiên cứu khác đƣợc công bố Việt Nam Các số liệu thơng tin nghiên cứu hồn tồn xác, trung thực khách quan, đƣợc xác nhận chấp thuận sở nơi nghiên cứu Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm trƣớc pháp luật cam kết TP HCM ngày tháng năm 2018 Nghiên cứu sinh Mai Bình Dƣơng LỜI CẢM ƠN Luận án khơng thể hồn thành thiếu hƣớng dẫn, cổ vũ động viên hỗ trợ nhiều cá nhân tổ chức Trƣớc tiên, tơi xin bày tỏ kính trọng lịng biết ơn sâu sắc tới PGS TS Nguyễn Ngọc Thạch hƣớng dẫn, động viên giúp đỡ tơi q trình nghiên cứu viết luận án Những nhận xét đánh giá Thầy, đặc biệt gợi ý hƣớng giải vấn đề suốt trình nghiên cứu, thực học vơ quý giá không trình viết luận án mà hoạt động nghiên cứu chuyên môn sau Thầy động viên, hổ trợ, giúp đỡ lúc tơi cảm thấy khó khăn giúp vƣợt qua trở ngại Tôi xin bày tỏ lời cảm ơn chân thành đến quý thấy cô ban hội đồng, Thầy, Cô giúp từ định hƣớng, sửa chữa đề tài nghiên cứu Tơi xin chân thành cảm ơn tập thể giảng viên Khoa Tài ngân hàng trƣờng đại học Ngân hàng TP HCM, Thầy Cơ giúp đỡ, góp ý tạo điều kiện tốt cho tơi q trình nghiên cứu viết luận án Tơi xin cảm ơn Ban Giám hiệu tập thể giảng viên Tài -Kế tốn Trƣờng đại học Văn Lang, nơi tơi công tác, đồng nghiệp chia sẻ, động viên, giúp đỡ để tơi hồn thành luận án Cuối cùng, xin cảm ơn vợ động viên hỗ trợ nhiều mặt thời gian, hy sinh vật chất lẫn tinh thần để giúp tơi hồn thành luận án Nghiên cứu sinh Mai Bình Dƣơng Variable VIF 1/VIF banksize roe inf gdp npl cir loanta llp 1.33 1.25 1.23 1.12 1.11 1.10 1.08 1.02 0.750691 0.801947 0.814705 0.890429 0.903331 0.912241 0.923829 0.984787 Mean VIF 1.15 PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ HỒI QUY MƠ HÌNH  FIXED EFFECTS MODEL Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.4413 between = 0.0002 overall = 0.1276 corr(u_i, Xb) = -0.1158 Std Err Coef size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0344532 2.769679 2197508 5075539 -2.425598 -.8579331 0375023 2.191053 0464373 2956981 0921098 2274639 3.34603 3085808 0241674 8565131 sigma_u sigma_e rho 39417623 22707848 7508227 (fraction of variance due to u_i) F(23, 185) = t 0.74 9.37 2.39 2.23 -0.72 -2.78 1.55 2.56 21.26 P>|t| = = lnz F test that all u_i=0: F(7,185) Prob > F 0.459 0.000 0.018 0.027 0.469 0.006 0.122 0.011 20.87 0.0000 [95% Conf Interval] -.0571615 2.186305 0380301 0587971 -9.02688 -1.466723 -.0101768 5012644 1260679 3.353053 4014715 9563107 4.175684 -.2491432 0851814 3.880842 Prob > F = 0.0000  RANDOM EFFECTS MODEL Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.4378 between = 0.0122 overall = 0.1549 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) lnz Coef Std Err z size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0421577 2.706427 279093 5815009 -3.173713 -.8791251 0220949 2.051852 0392833 300044 0920575 2372322 3.420091 3070083 0251745 7426391 sigma_u sigma_e rho 26361028 22707848 57403965 (fraction of variance due to u_i) 1.07 9.02 3.03 2.45 -0.93 -2.86 0.88 2.76 P>|z| 0.283 0.000 0.002 0.014 0.353 0.004 0.380 0.006 = = 130.03 0.0000 [95% Conf Interval] -.0348362 2.118351 0986636 1165342 -9.876967 -1.48085 -.0272461 5963056 1191516 3.294502 4595223 1.046467 3.529542 -.2773999 0714359 3.507397  HAUSMAN TEST Coefficients (b) (B) fe1 SIZE EQTA LTD ROE GDP INF CRE -.1533421 2.784412 3598966 -1.001225 5.068301 -1.323078 -1.072158 (b-B) Difference -.0582665 2.394527 359359 -1.037827 2.212541 -.9815084 -.761137 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0950756 3898853 0005377 0366015 2.85576 -.3415694 -.3110206 0914387 433441 0713883 2440212 2.257929 3590954 2800944 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.75 Prob>chi2 = 0.8086  MODIFIED WALD TEST Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnz[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var lnz e u Test: sd = sqrt(Var) 220037 0515631 06949 469081 2270751 2636096 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 261.37 0.0000  WOOLDRIDGE TEST Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 14.875 Prob > F = 0.0008 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0182613 2.464614 3385358 7097366 -3.688005 -.9334238 -.1158166 2.57371 24 Std Err .0239508 5302192 0857626 4222151 3.682989 3443416 0728402 5295018 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 0.76 4.65 3.95 1.68 -1.00 -2.71 -1.59 4.86 P>|z| 0.446 0.000 0.000 0.093 0.317 0.007 0.112 0.000 = = = = = 216 24 62.32 0.0000 [95% Conf Interval] -.0286814 1.425403 1704441 -.1177898 -10.90653 -1.608321 -.2585808 1.535905 0652041 3.503824 5066274 1.537263 3.53052 -.2585268 0269476 3.611514 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre _cons 0419644 4.262651 -2.851388 3071051 7808059 -3.328564 -.8714559 -.1205175 1.990378 24 Std Err .0249983 9049482 1.552827 0821945 4114113 3.577966 3351736 0713157 5624984 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z 1.68 4.71 -1.84 3.74 1.90 -0.93 -2.60 -1.69 3.54 P>|z| 0.093 0.000 0.066 0.000 0.058 0.352 0.009 0.091 0.000 = = = = = 216 24 85.73 0.0000 [95% Conf Interval] -.0070314 2.488985 -5.894873 1460068 -.0255455 -10.34125 -1.528384 -.2602937 8879015 0909602 6.036317 1920966 4682034 1.587157 3.684121 -.2145277 0192587 3.092855 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre khunghoang _cons 030254 4.072566 -2.497539 3348959 9120701 -8.03854 -.6649901 -.0693354 -.1537518 2.461848 24 10 Std Err .0251462 8997567 1.560521 0817167 4097033 4.047036 3399631 0743565 0619094 5896103 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 1.20 4.53 -1.60 4.10 2.23 -1.99 -1.96 -0.93 -2.48 4.18 P>|z| 0.229 0.000 0.109 0.000 0.026 0.047 0.050 0.351 0.013 0.000 = = = = = 216 24 96.01 0.0000 [95% Conf Interval] -.0190317 2.309075 -5.556103 1747342 1090663 -15.97059 -1.331306 -.2150715 -.275092 1.306233 0795397 5.836056 5610254 4950576 1.715074 -.1064944 0013253 0764007 -.0324117 3.617463 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre khunghoangeqta _cons 0425786 4.568761 -1.729014 3538981 7877247 -6.752806 -.6729156 -.0646742 -1.13509 2.090462 24 10 Std Err .0247657 8960716 1.611795 0820256 4069262 3.775256 3367356 0740766 4127006 5578487  FIXED EFFECTS MODEL Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 1.72 5.10 -1.07 4.31 1.94 -1.79 -2.00 -0.87 -2.75 3.75 P>|z| 0.086 0.000 0.283 0.000 0.053 0.074 0.046 0.383 0.006 0.000 = = = = = 216 24 102.81 0.0000 [95% Conf Interval] -.0059612 2.812493 -4.888073 193131 -.009836 -14.15217 -1.332905 -.2098618 -1.943968 9970984 0911184 6.325029 1.430045 5146653 1.585285 6465601 -.012926 0805133 -.3262117 3.183825 xtreg lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.3442 between = 0.0317 overall = 0.0015 corr(u_i, Xb) F(8,184) Prob > F = -0.4926 lnz Coef banksize llp loanta cir roe gdp npl inf _cons -.1650859 -.0134528 -.1356525 -1.13897 4476776 -5.012935 -4.148806 -1.110172 7.561158 0418999 2016315 2044858 3998413 3110988 3.86494 1.874085 3311887 6834501 sigma_u sigma_e rho 55489279 23584174 84699548 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(23, 184) = t -3.94 -0.07 -0.66 -2.85 1.44 -1.30 -2.21 -3.35 11.06 P>|t| = = 0.000 0.947 0.508 0.005 0.152 0.196 0.028 0.001 0.000 23.96 12.07 0.0000 [95% Conf Interval] -.2477518 -.4112597 -.5390909 -1.927833 -.1661019 -12.63823 -7.846266 -1.763587 6.212751 -.08242 3843541 2677859 -.3501069 1.061457 2.612362 -.4513473 -.4567562 8.909564 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (24) = Prob>chi2 = 316.38 0.0000 xtserial lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 36.085 Prob > F = 0.0000  PHƢƠNG PHÁP BÌNH PHƢƠNG TỐI THIỂU TỔNG QUÁT KHẢ THI xtgls lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, cor(ar1) panels(hetero) 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 = lnz Coef banksize llp loanta cir roe gdp npl inf _cons -.1032217 -.0112449 2536402 1321644 9313156 -7.680243 -4.836314 -.2859408 5.253815 24 Std Err .0308784 0867974 1874519 2470444 3104374 2.605883 1.295788 2125008 5874777  PHƢƠNG PHÁP GMM (0.7803) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z -3.34 -0.13 1.35 0.53 3.00 -2.95 -3.73 -1.35 8.94 P>|z| 0.001 0.897 0.176 0.593 0.003 0.003 0.000 0.178 0.000 = = = = = 216 24 60.63 0.0000 [95% Conf Interval] -.1637423 -.1813647 -.1137588 -.3520337 3228695 -12.78768 -7.376012 -.7024347 4.10238 -.042701 158875 6210393 6163625 1.539762 -2.572807 -2.296617 1305531 6.405251 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol sm Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(9, 24) = 61.80 Prob > F = 0.000 lnz Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 [95% Conf Interval] lnz L1 .0545457 0492743 1.11 0.279 -.0471514 1562427 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf -.1224771 -2.21697 7041662 3.016098 4.289359 -7.096544 -3.666684 -1.064525 0577995 1.343885 3784957 1.281217 1.124326 3.237069 1.97384 2524065 -2.12 -1.65 1.86 2.35 3.82 -2.19 -1.86 -4.22 0.045 0.112 0.075 0.027 0.001 0.038 0.076 0.000 -.2417695 -4.990612 -.0770106 3717966 1.968865 -13.77753 -7.740489 -1.585467 -.0031848 5566725 1.485343 5.660399 6.609853 -.4155614 4071202 -.5435839 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.020 0.830 Prob > chi2 = 0.852 Prob > chi2 = 0.190 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(4) = 2.10 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 10.34 Prob > chi2 = 0.718 0.066 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(9) = 4.80 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 12.44 weakened by many instruments.) -2.32 0.21 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf khunghoang, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol sm Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(10, 24) = 71.46 Prob > F = 0.000 lnz Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 [95% Conf Interval] lnz L1 .0514644 0492398 1.05 0.306 -.0501616 1530904 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf khunghoang -.1710579 -1.58318 2201793 2.209164 3.803015 -2.24637 -3.758318 -1.538221 -.1458208 0595984 1.555328 3954531 1.16478 1.012018 3.745266 1.865278 3362277 0578329 -2.87 -1.02 0.56 1.90 3.76 -0.60 -2.01 -4.57 -2.52 0.008 0.319 0.583 0.070 0.001 0.554 0.055 0.000 0.019 -.2940629 -4.793219 -.5959958 -.1948248 1.714312 -9.976219 -7.608063 -2.232161 -.2651821 -.048053 1.626859 1.036354 4.613152 5.891718 5.483479 0914258 -.8442813 -.0264595 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.097 0.763 Prob > chi2 = 0.890 Prob > chi2 = 0.178 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.27 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 10.17 Prob > chi2 = 0.735 0.070 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 3.62 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 11.45 weakened by many instruments.) -1.66 0.30 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf nplkhunghoang, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol s > m Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(10, 24) = 34.49 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 lnz Coef [95% Conf Interval] lnz L1 .0316622 0520772 0.61 0.549 -.0758198 1391443 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf nplkhunghoang -.183283 -1.640796 1144544 2.712727 4.325074 -2.584333 -4.899792 -1.88019 -10.47738 0622716 1.616858 4075005 1.065427 9431445 3.81374 1.832611 418922 3.764156 -2.94 -1.01 0.28 2.55 4.59 -0.68 -2.67 -4.49 -2.78 0.007 0.320 0.781 0.018 0.000 0.504 0.013 0.000 0.010 -.3118053 -4.977827 -.7265854 5137934 2.378519 -10.45551 -8.682115 -2.744802 -18.24622 -.0547608 1.696236 9554942 4.91166 6.271628 5.286838 -1.117469 -1.015577 -2.708549 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.078 0.732 Prob > chi2 = 0.927 Prob > chi2 = 0.253 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.35 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 8.83 Prob > chi2 = 0.718 0.116 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 3.11 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 10.17 weakened by many instruments.) -1.76 0.34 PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG TRONG MẪU NGHIÊN CỨU STT Tên Ngân hàng Tên Viết tắt NHTMCP An Bình ABB NHTMCP Á Châu ACB NHTMCP Đầu Tƣ Phát Triển Việt Nam BIDV NHTMCP Công Thƣơng Việt Nam - Vietinbank CTG NHTMCP Phát triển TP HCM HDB NHTMCP Kiên Long KLB NHTMCP Quân Đội MBB NHTMCP Hàng Hải – Maritimebank MSB NHTMCP Nam Á NAB 10 NHTMCP Quốc Dân NCB 11 NHTMCP Phƣơng Đông OCB 12 NHTMCP Xăng Dầu PGB 13 NHTMCP Sài Gòn SCB 14 NHTMCP Đơng Nam Á SEAB 15 NHTMCP Sài Gịn Cơng Thƣơng – Saigonbank SGB 16 NHTMCP Sài Gòn- Hà Nội SHB 17 NHTMCP Sài Gịn Thƣơng Tín - Sacombank STB 18 NHTMCP Kỹ Thƣơng Việt Nam - Techcombank TCB 19 NHTMCP Tiên Phong TPB 20 NHTMCP Việt Á VAB 21 NHTMCP Ngoại Thƣơng Việt Nam - VCB Vietcombank 22 NHTMCP Quốc Tế VIB 23 NHTMCP Bản Việt VIETCAPB 24 NHTMCP Việt Nam Thịnh Vƣợng VPB ... TÓM TẮT Luận án ? ?Tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam? ?? hệ thống sở phƣơng pháp luận vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng ổn định tài ngân hàng đồng thời... động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sao? - Mức độ tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam bao nhiêu? - Có hay khơng tồn tác động. .. ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam; - Đo lƣờng đánh giá mức độ tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam; - Kiểm tra có hay khơng tồn tác động