tác động của tăng trương đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀ O TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀ NH PHỐ HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN HOÀNG MINH TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG TP Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Tác Động Của Tăng Trưởng Đến Hiệu Quả Hoạt Động Của Các Ngân Hàng Thương Mại Cổ Phần Tại Việt Nam” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan toàn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác TP Hồ Chí Minh, 2017 Nguyễn Hồng Minh LỜI CẢM ƠN Với kính trọng lòng biết ơn sâu sắc, tơi xin cảm ơn Phó Giáo sư, Tiến sĩ Nguyễn Minh Hà, giảng viên hướng dẫn Với chuyên môn cao tận tâm hướng dẫn thầy định hướng giúp đỡ nhiều cơng tác nghiên cứu hồn thành luận văn đảm đảo chất lượng kế hoạch đề Tôi xin gửi lời cảm ơn đến tất thầy, cơ, giảng viên chương trình đào tạo thạc sĩ Tài – Ngân hàng Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh truyền đạt cho nhiều kiến thức chuyên môn quý giá suốt trình học tập Sau cùng, xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, đồng nghiệp, người bạn lớp MFB6, động viên, ủng hộ giúp đỡ tơi hồn thành luận văn TĨM TẮT Bài nghiên cứu nhằm mục đích xem xét ảnh hưởng tốc độ tăng trưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng hoạt động Việt Nam giai đoạn 2002 – 2016 Bài nghiên cứu tác động biến: tốc độ tăng tài sản (Growth), tốc độ tăng vốn chủ sở hữu (Equitygr), tốc độ tăng dư nợ cho vay (Loansgr), tốc độ tăng tiền gửi khách hàng (Depgr), tốc độ tăng chi phí hoạt động (Costgr), tốc độ tăng thu nhập phi lãi (Nigr), quy mơ (Size), dự phòng rủi ro tín dụng (Llp), thị phần ngân hàng (Share) đến Lợi nhuận sau thuế tổng tài sản (ROA) Lợi nhuận sau thuế vốn chủ sở hữu (ROE) Dữ liệu nghiên cứu luận văn thu thập từ báo cáo tài ngân hàng hoạt động Việt Nam giai đoạn 2002 – 2016 theo sở liệu StoxPlus.com Thông tin sử dụng thu thập từ bảng cân đối kế toán, bảng kết hoạt động kinh doanh ngân hàng có mẫu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy thường sử dụng cho liệu bảng gồm OLS (Ordinary least squares) GMM (Generalize Method of Moments) Sau xem xét kết quả, sử dụng phương pháp hồi quy phù hợp có kết tốt nhất, phương pháp GMM sử dụng Kết cho thấy tốc độ tăng vốn chủ sở hữu, tốc độ tăng dư nợ cho vay, tốc độ tăng chi phí hoạt động, tốc độ tăng thu nhập phi lãi, quy mô ngân hàng thị phần ngân hàng có ảnh hưởng chiều đến hiệu hoạt động ngân hàng, điều có nghĩa tiêu chí lớn hiệu hoạt động ngân hàng lớn Ngược lại, tốc độ tăng trưởng tài sản, tốc độ tăng tiền gửi khách hàng, dự phòng rủi ro tín dụng ảnh hưởng ngược chiều với hiệu hoạt động ngân hàng Các nhà quản trị ngân hàng cần cân nhắc việc gia tăng tổng tài sản dự phòng rủi ro tín dụng, điều chỉnh sách huy động để kiểm sốt chi phí cách hợp lý để đảm bảo không ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN TÓM TẮT MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH ẢNH DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu .1 1.2 Vấn đề nghiên cứu .2 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.4 Câu hỏi nghiên cứu .3 1.5 Dữ liệu nghiên cứu 1.6 Phương pháp nghiên cứu .4 1.7 Giới hạn phạm vi nghiên cứu 1.8 Ý nghĩa nghiên cứu .4 1.9 Kết cấu nghiên cứu CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Tổng quan lý thuyết hiệu hoạt động ngân hàng 2.1.1 Mơ hình Cấu trúc – Hành vi – Hiệu (Stucture – Conduct – Performance Models) 2.1.2 2.2 Lý thuyết Hiệu hoạt động Lý thuyết quy mô tăng trưởng 12 2.2.1 Lý thuyết quy mô 12 2.2.2 2.3 Lý thuyết tăng trưởng 14 Tổng quan nghiên cứu trước 15 2.3.1 Các nghiên cứu nước 15 2.3.2 Các nghiên cứu Việt Nam .24 2.4 So sánh nghiên cứu so với nghiên cứu trước .28 2.5 Mơ hình nghiên cứu đề xuất giả thuyết nghiên cứu .29 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 31 3.1 Quy trình nghiên cứu .31 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 31 3.3 Mơ hình nghiên cứu 33 3.4 Phương pháp ước lượng 42 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 45 4.1 Thống kê mô tả 45 4.2 Ma trận tương quan 47 4.3 Kết ước lượng hồi quy 50 4.3.1 Kết kiểm định phương pháp ước lượng .50 4.3.2 Hiệu hoạt động đo lường ROA với phương pháp GMM 59 4.3.3 Hiệu hoạt động đo lường ROE với phương pháp GMM 63 CHƯƠNG KẾT LUẬN 69 5.1 Kết luận .69 5.2 Kiến nghị 70 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 72 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1 Danh sách ngân hàng sử dụng luận văn 32 Bảng 3.2 Tổng hợp biến sử dụng luận văn 39 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến nghiên cứu 45 Bảng 4.2 Ma trận tương quan biến 49 Bảng 4.3 Kết ước lượng mơ hình ảnh hưởng cố định biến phụ thuộc ROA 51 Bảng 4.4 Kết ước lượng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên biến phụ thuộc ROA 52 Bảng 4.5 Kết lựa chọn mơ hình hồi quy phù hợp dựa vào kiểm định Hausman với biến phụ thuộc ROA .53 Bảng 4.6 Kết luận kiêm định tự tương quan phương sai thay đổi với biến phụ thuộc ROA 54 Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình ảnh hưởng cố định biến phụ thuộc ROE 55 Bảng 4.8 Kết ước lượng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên biến phụ thuộc ROE 56 Bảng 4.9 Kết lựa chọn mơ hình hồi quy phù hợp dựa vào kiểm định Hausman với biến phụ thuộc ROE 58 Bảng 4.10 Kết luận kiêm định tự tương quan phương sai thay đổi với biến phụ thuộc ROA 58 Bảng 4.11 Kết ước lượng xác định hiệu hoạt động ngân hàng đo lường ROA .62 Bảng 4.12 Kết ước lượng xác định hiệu hoạt động ngân hàng đo lường ROE 67 DANH MỤC HÌNH Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu luận văn 31 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Tên đầy đủ tiếng anh Tên đầy đủ tiếng việt FEM Fixed Effects Models Mơ hình ảnh hưởng cố định GMM Generalized method of moments Phương pháp moment bậc cao NHTM / Ngân hàng thương mại OLS Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ REM Random Effects Models Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên ROA Return on Assets Lợi nhuận tổng tài sản ROE Return on Equity Lợi nhuận vốn cổ phần TCDT / Tổ chức tín dụng CHƯƠNG 1.1 GIỚI THIỆU Lý nghiên cứu Đối với nước giới nói chung Việt Nam nói riêng, hệ thống ngân hàng đóng vai trò quan trọng trình phát triển trì hoạt động tiền tệ đất nước Trong năm gần đây, ngành ngân hàng có nhiều thay đổi đáng kể, hoạt động ngày đại, đầu tư thêm mạng lưới công nghệ, phát triển nhanh quy mô tăng trưởng lợi nhuận Trong yếu tố quy mô, tăng trưởng tiêu quan trọng có ảnh hưởng đến phát triển hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại, đóng vai trò chi phối định việc thực chức ngân hàng thương mại, cụ thể tác động đến hiệu hoạt động ngân hàng Sự bùng nổ quy mô mức độ đa dạng hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam năm gần kèm với hội thách thức mới, ngân hàng công bố số đo lường phản ánh hiệu kinh doanh ngân hàng tốt khả sinh lợi ROA hay ROE đạt mức cao, nhiên kèm với mặt trái như: cân đối cấu nguồn vốn cho vay, khơng minh bạch sách lãi suất huy động, tỷ lệ nợ xấu, chi phí hoạt động, v.v Bên cạnh đó, ngồi tiêu lợi nhuận, nhà quản trị Việt Nam muốn tăng giá trị tổng tài sản ngân hàng lên mức cao nhất, đồng thời tăng trưởng tiêu hoạt động ngân hàng nhằm đánh giá tích cực thị phần quy mô, nhiên việc tăng trưởng quy mơ có thật đem lại lợi ích cụ thể cho ngân hàng hay không, ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng, có góp phần nâng cao vị tăng trưởng hiệu hoạt động ngân hàng thương mại cổ phần hay không ? Omar Masood Muhammad Ashraf (2012) Bank‐specific and macroeconomic profitability determinants of Islamic banks: The case of different countries, Qualitative Research in Financial Markets, 4(2), 255-268 Ongore, V.O Kusa, G.B (2013) Determinants of Financial Performance of Commercial Banks in Kenya International Journal of Economics and Financial Issues, 3(1), 237-252 Penrose, E (1959) The Theory of the Growth of the Firm, New York, ISBN 978-019-828977-7 Pilloff, S J., & Rhoades, S A (2002) Structure and profitability in banking markets Review of Industrial Organization, 20(1), 81-98 Reid, D.A 1955 New or interesting records of Australasian Basidiomycetes Kew Bulletin, 10(4), 631-648 Rhoades, S A (1985) Market share as a source of market power: Implications and some evidence Journal of Economics and Business, 37(4), 343-363 Samad, A (2008) Market structure, conduct and performance: Evidence from the Bangladesh banking industry Journal of Asian Economics, 19(2), 181-193 Sanni, M R (2006) Consolidated Accounts Made Simple Ilaro, Ogun State, Nigeria, 178-180 Sanni, M R (2009) Short term effect of the 2006 consolidation on profitability of Nigerian banks Nigerian Research Journal of Accountancy, 1, 177-188 Sathye, M (2005) Privatization, performance, and efficiency: A study of Indian banks Vikalpa, 30(1), 7-16 Shen, C H., & Lu, C.H (2008) Is there a silver lining in the cloudy performance of Chinese banks?-an empirical investigation into the determinants of profitability and risk Emerging Topics in Banking and Finance Nova Science Publishers New York pp.9-26 Short, B K (1979) The relation between commercial bank profit rates and banking concentration in Canada, Western Europe, and Japan Journal of Banking & Finance, 3(3), 209-219 Smirlock, M (1985) Evidence on the (non) relationship between concentration and profitability in banking Journal of money, credit and Banking, 17(1), 69-83 Staikouras, C K., & Wood, G E (2011) The determinants of European bank profitability International Business & Economics Research Journal (IBER), 3(6) Stigler, G J (1964) A theory of oligopoly Journal of political Economy, 72(1), 44-61 Stiroh, K J (2004) Diversification in banking: Is noninterest income the answer? Journal of Money, Credit, and Banking, 36(5), 853-882 Stiroh, K J., & Rumble, A (2006) The dark side of diversification: The case of US financial holding companies Journal of banking & finance, 30(8), 21312161 Sufian, F (2009) Determinants of bank efficiency during unstable macroeconomic environment: Empirical evidence from Malaysia Research in International Business and Finance, 23(1), 54-77 Shehzad, C T., (2009), Growth and Earnings Persistence in Banking Firms: A Dynamic Panel Investigation, University of Groningen, Groningen, The Netherlands Shehzad, C T., De Haan, J., Scholtens, B., (2012), “The relationship between size, growth and profitability of commercial banks”, Applied Economic, Vol.45, Issue.13, pp 1751-1765 Sreesha, C., (2014), A Study on the Effect of Bank Size and Operational Efficiency on Performance of Banks, International Journal of Research (IJR), Vol.1, Issue.6, pp 274-286Sufian, F., & Habibullah, M S (2009) Bank specific and macroeconomic determinants of bank profitability: Empirical evidence from the China banking sector Frontiers of Economics in China, 4(2), 274291 Sulub, S A (2014) Do the Bank Size, Age and Leverage are Important Factors to Determine its Profitability? Trujillo‐Ponce, A (2013) What determines the profitability of banks? Evidence from Spain Accounting & Finance, 53(2), 561-586 Uchendu, O (1995) Monetary policy and the performance of Commercial Banks in Nigeria Central Bank of Nigeria Economic and Financial Review, 33(2), 156-170 Victor, S., Zhang, Q., & Mingxing, L (2007) Comparing the performance of Chinese banks: a principal component approach China Economic Review, 18(1), 15-34 Weersainghe, V E I W., & Perera, T R (2013) Determinents of Profitability of Commercial Banks in Sri Lanka International Journal of Arts and Commerce, 2(10), 141-170 Williams, B (2003) Domestic and international determinants of bank profits: Foreign banks in Australia Journal of Banking & Finance, 27(6), 11851210 Yadollahzadeh, N, Ahmadi, M and Soltan, M (2013) ‘The Effective Factors on profitability of Commercial Banks in Iran’, World of Sciences Journal Yu, P., & Neus, W (2005) Market structure, scale efficiency, and risk as determinants of German banking profitability (No 294) Tübinger Diskussionsbeiträge Zouari, A (2010) Efficient structure versus market power: theories and empirical evidence International journal of Economics and Finance, 2(4), 151 TÀI LIỆU THAM KHẢO TRONG NƯỚC Đoàn Ngọc Phi Anh (2010) Các nhân tố tác động đến cấu trúc tài hiệu tài chính: tiếp cận theo phương pháp đường dẫn Tạp chí Khoa học Cơng nghệ, Đại học Đà Nẵng, Số 05(40), 14-22 Hồ Thị Hồng Minh, Nguyễn Thị Cành (2015) Đa dạng hoá thu nhập yếu tố tác động đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, 106+107, 13 – 24 Lê Long Hậu, Pha ̣m Xuân Quỳnh (2016) Tác động đa dạng hóa thu nhập đến hiệu kinh doanh ngân hàng thương mại việt nam, 124, 11 – 18 Nguyễn Minh Hà (2011), Determinants of Firm Growth in Employment in Vietnam, TMC Academic Journal, Vol.5, Iss.2, ISSN: 1793 – 6020 Nguyễn Minh Sáng, Nguyễn Thị Hà Phương, Huỳnh Cảng Siêu, Lê Thị Phương Thảo, Hà Phước Thơng (2014) Phân tích nhân tố tác động đến tỷ lệ thu nhập lãi hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Ngân hàng, 19, 21 – 26 Nguyễn Phạm Nhã Trúc, Nguyễn Phạm Thiên Thanh (2016) Các nhân tố ảnh hưởng đến khả sinh lời hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Kinh tế phát triển, 228, 52 – 59 Nguyễn Thị Mỹ Linh, Nguyễn Thị Ngọc Hương (2015) Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi cận biên ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, Tạp chí Nghiên cứu kinh tế, 11, 43 – 51 Phan Thị Hằng Nga, (2011), “Yếu tố định đến lợi nhuận ngân hàng niêm yết”, Báo Công Nghệ Ngân Hàng, Số 68, tr.20-25 Phạm Hữu Hồng Thái (2013) Các yếu tố định hệ số an toàn vốn ngân hàng thương mại Việt Nam 2006 – 2010, Nghiên cứu kinh tế, 4, 30 – 36 Trần Việt Dũng (2014) Xác định nhân tố tác động tới khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí Ngân hàng, 16, – 11 Võ Xuân Vinh, Trần Thị Phương Mai (2015) Lợi nhuận rủi ro từ đa dạng hoá thu nhập ngân hàng thương mại Việt Nam, Tạp chí phát triển kinh tế, 8, 54 – 70 PHỤ LỤC I Thống kê mô tả variable mean sd p50 max N roa roe growth equitygr loansgr depgr costgr nigr size llp share 0092442 0921123 26802 2102212 2842353 316872 2959893 2224707 31.49632 0048801 0474684 0068466 0632529 3262763 2712288 3308756 3347867 3069364 9007792 1.356339 0042058 0950032 -.0134102 -.1288367 -.5385635 -.1703193 -.3815964 -.2595755 -.707383 -3.404978 27.75018 0017808 0084227 0839073 1932748 0936655 2118047 2477006 2599522 1322669 31.55634 0034854 0208298 0595185 3056711 2.235901 1.449406 2.511776 2.412968 1.711553 3.999313 34.54516 0232245 316 316 287 287 287 287 287 287 316 316 316 II Ma trận tương quan roa roe growth equitygr loansgr depgr costgr roa 1.0000 roe 0.6219 0.0000 1.0000 growth 0.2537 0.0000 0.2417 0.0000 1.0000 equitygr 0.3572 0.0000 0.2611 0.0000 0.4874 0.0000 1.0000 loansgr 0.2315 0.0001 0.2126 0.0003 0.8399 0.0000 0.3980 0.0000 1.0000 depgr 0.1557 0.0082 0.0931 0.1155 0.7317 0.0000 0.3295 0.0000 0.7534 0.0000 1.0000 costgr 0.2782 0.0000 0.2097 0.0003 0.5425 0.0000 0.3934 0.0000 0.4791 0.0000 0.4463 0.0000 1.0000 nigr 0.0906 0.1256 0.0607 0.3051 0.3129 0.0000 0.2216 0.0002 0.2730 0.0000 0.3341 0.0000 0.2096 0.0004 size -0.2573 0.0000 0.2462 0.0000 -0.2643 0.0000 -0.2614 0.0000 -0.2405 0.0000 -0.2895 0.0000 -0.3408 0.0000 llp -0.1389 0.0135 -0.0064 0.9094 -0.3009 0.0000 -0.1832 0.0018 -0.2271 0.0001 -0.2564 0.0000 -0.2720 0.0000 share -0.0743 0.1876 0.2059 0.0002 -0.0928 0.1167 -0.0210 0.7234 -0.1095 0.0639 -0.1545 0.0088 -0.0984 0.0962 nigr size llp nigr 1.0000 size -0.0888 0.1333 1.0000 llp -0.0008 0.9888 0.3314 0.0000 1.0000 share -0.0045 0.9395 0.3137 0.0000 0.2205 0.0001 share 1.0000 III Hồi quy theo FEM (Biến phụ thuộc ROA) Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 287 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.9 14 within = 0.2199 between = 0.0058 overall = 0.1243 corr(u_i, Xb) F(8,250) Prob > F = -0.1190 roa Coef growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share _cons -.0008134 0048216 0024139 0002832 0027664 0001256 -.1933269 0010589 0073313 0018703 0012875 0018272 001604 0011653 0003521 0886908 0129833 0008846 sigma_u sigma_e rho 00357396 00482215 35455074 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(28, 250) = t P>|t| = = -0.43 3.74 1.32 0.18 2.37 0.36 -2.18 0.08 8.29 4.71 0.664 0.000 0.188 0.860 0.018 0.722 0.030 0.935 0.000 8.81 0.0000 [95% Conf Interval] -.0044969 0022858 -.0011848 -.002876 0004714 -.0005678 -.3680033 -.0245117 005589 0028701 0073573 0060127 0034423 0050614 0008189 -.0186504 0266296 0090736 Prob > F = 0.0000 IV Hồi quy theo REM (Biến phụ thuộc ROA) Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 287 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.9 14 within = 0.2166 between = 0.0047 overall = 0.1443 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) roa Coef Std Err z growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share _cons -.0004416 005238 0023613 -.0003477 0028689 0000752 -.1257852 0065719 00659 0018708 0012813 0018076 0015423 0011669 000352 0858583 0091229 0009242 sigma_u sigma_e rho 00286844 00482215 2613617 (fraction of variance due to u_i) -0.24 4.09 1.31 -0.23 2.46 0.21 -1.47 0.72 7.13 P>|z| 0.813 0.000 0.191 0.822 0.014 0.831 0.143 0.471 0.000 = = 67.66 0.0000 [95% Conf Interval] -.0041082 0027267 -.0011815 -.0033705 0005819 -.0006146 -.2940645 -.0113086 0047786 003225 0077494 0059042 0026751 0051559 0007651 042494 0244523 0084015 V Kiểm định Hausman (Biến phụ thuộc ROA) Coefficients (B) (b) re fe -.0008134 0048216 0024139 0002832 0027664 0001256 -.1933269 0010589 growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share -.0004416 005238 0023613 -.0003477 0028689 0000752 -.1257852 0065719 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0003718 -.0004165 0000526 0006308 -.0001025 0000503 -.0675416 -.0055129 0001262 0002671 0004408 7.20e-06 0222354 009238 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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 138.95 = 0.0000 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) VI Kiểm định Modified Wald kiểm định Wooldridge (Biến phụ thuộc ROA) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = Prob>chi2 = 6055.35 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 26.890 Prob > F = 0.0000 VII Hồi quy theo FEM (Biến phụ thuộc ROE) Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 287 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.9 14 within = 0.1955 between = 0.1475 overall = 0.1644 corr(u_i, Xb) F(8,250) Prob > F = 0.0722 roe Coef growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share _cons 0248382 007891 0220213 -.0081574 0196198 -.0004709 -2.386664 1966347 0788752 0177548 0122226 0173463 0152274 011062 0033422 841958 123253 0083981 sigma_u sigma_e rho 04004657 04577757 43352043 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(28, 250) = t P>|t| = = 1.40 0.65 1.27 -0.54 1.77 -0.14 -2.83 1.60 9.39 5.51 0.163 0.519 0.205 0.593 0.077 0.888 0.005 0.112 0.000 7.59 0.0000 [95% Conf Interval] -.0101299 -.0161814 -.0121422 -.0381478 -.0021667 -.0070532 -4.044899 -.0461119 0623353 0598063 0319633 0561849 021833 0414064 0061115 -.728429 4393814 0954152 Prob > F = 0.0000 VIII Hồi quy theo REM (Biến phụ thuộc ROE) Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 287 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.9 14 within = 0.1788 between = 0.4244 overall = 0.2722 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef Std Err z growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share _cons 0255081 0177978 0251169 -.0165248 0207809 -.0009816 -1.59176 4355076 0616609 0182498 0124837 0175855 0148998 0113851 0034329 8302729 0831297 0084624 sigma_u sigma_e rho 02292716 04577757 20053656 (fraction of variance due to u_i) 1.40 1.43 1.43 -1.11 1.83 -0.29 -1.92 5.24 7.29 P>|z| 0.162 0.154 0.153 0.267 0.068 0.775 0.055 0.000 0.000 = = 76.35 0.0000 [95% Conf Interval] -.0102608 -.0066699 -.0093499 -.045728 -.0015335 -.0077099 -3.219065 2725765 0450749 0612769 0422655 0595838 0126783 0430952 0057468 0355451 5984387 078247 IX Kiểm định Hausman (Biến phụ thuộc ROE) Coefficients (B) (b) re fe 0248382 007891 0220213 -.0081574 0196198 -.0004709 -2.386664 1966347 growth equitygr loansgr depgr costgr nigr llp share 0255081 0177978 0251169 -.0165248 0207809 -.0009816 -1.59176 4355076 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0006699 -.0099068 -.0030956 0083674 -.001161 0005107 -.794904 -.2388728 0031416 1397861 0909988 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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 28.05 = 0.0005 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) X Kiểm định Modified Wald kiểm định Wooldridge (Biến phụ thuộc ROE) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = Prob>chi2 = 1412.01 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 37.123 Prob > F = 0.0000 XI Hồi quy theo GMM (Biến phụ thuộc ROA) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : time Number of instruments = 30 Wald chi2(9) = 3259.97 Prob > chi2 = 0.000 roa Coef growth equitygr loansgr depgr costgr nigr size llp share _cons -.0093929 0102786 0204472 -.004045 0001123 0023026 0014109 -.3240207 0140721 -.0398366 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .001825 0010761 0023664 0016082 0006509 000497 0003509 1038217 0050939 0112551 z -5.15 9.55 8.64 -2.52 0.17 4.63 4.02 -3.12 2.76 -3.54 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.012 0.863 0.000 0.000 0.002 0.006 0.000 = = = = = 287 29 9.90 14 [95% Conf Interval] -.0129698 0081695 015809 -.007197 -.0011634 0013286 0007233 -.5275075 0040883 -.0618962 -.005816 0123876 0250853 -.000893 0013879 0032767 0020986 -.1205339 0240559 -.017777 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/1).(roa share) collapsed Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/1).costgr Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.000 0.259 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.243 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: gmm(roa share, collapse eq(diff) lag(0 1)) Hansen test excluding group: chi2(16) = 18.68 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 5.29 Prob > chi2 = 0.286 0.258 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(20) = 81.18 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(20) = 23.98 weakened by many instruments.) -3.76 1.13 XII Hồi quy theo GMM (Biến phụ thuộc ROE) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : time Number of instruments = 30 Wald chi2(9) = 4782.06 Prob > chi2 = 0.000 roe Coef growth equitygr loansgr depgr costgr nigr size llp share _cons -.0396191 0898152 1635709 -.0686827 0114055 0127374 0148911 -2.545048 5069933 -.4266588 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0179128 0071283 0210031 0133176 003215 0035553 0043552 8586824 0831469 1373766 z -2.21 12.60 7.79 -5.16 3.55 3.58 3.42 -2.96 6.10 -3.11 P>|z| 0.027 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.001 0.003 0.000 0.002 = = = = = 287 29 9.90 14 [95% Conf Interval] -.0747276 0758441 1224056 -.0947847 0051041 0057692 0063549 -4.228034 3440284 -.695912 -.0045107 1037864 2047362 -.0425808 0177069 0197056 0234272 -.862061 6699582 -.1574056 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/1).(roa share) collapsed Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/1).costgr Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.001 0.216 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.276 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: gmm(roa share, collapse eq(diff) lag(0 1)) Hansen test excluding group: chi2(16) = 19.03 Prob > chi2 = 0.267 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(20) = 86.14 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(20) = 23.27 weakened by many instruments.) -3.35 1.24 ... đó, tác giả chọn đề tài Tác Động Của Tăng Trưởng Đến Hiệu Quả Hoạt Động Của Các Ngân Hàng Thương Mại Cổ Phần Tại Việt Nam làm nghiên cứu 1.2 Vấn đề nghiên cứu Vấn đề hiệu hoạt động mục tiêu hàng. .. hệ tăng trưởng quy mô đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam (ii) Dựa kết nghiên cứu đưa đề xuất công tác quản trị nhà quản lý ngân hàng nhằm tăng hiệu hoạt động ngân hàng thương. .. định đến hiệu hoạt động cho bốn loại ngân hàng khác (ngân hàng nhà nước, ngân hàng cổ phần, ngân hàng thương mại thành phố ngân hàng thương mại nông thôn) Các kết thực nghiệm tính niêm yết ngân hàng