Sử dụng mô hình hồi quy dữ liệu mảng đánh giá tác động của cơ cấu nguồn vốn đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp nghành ngân hàng trên TTCK việt nam

i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC SƢ PHẠM HÀ NỘI PHÙNG THỊ THU SỬ DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY DỮ LIỆU MẢNG ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU NGUỒN VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP NGÀNH NGÂN HÀNG TRÊN TTCK VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TOÁN HỌC HÀ NỘI - 2017 ii BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC SƢ PHẠM HÀ NỘI PHÙNG THỊ THU SỬ DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY DỮ LIỆU MẢNG ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU NGUỒN VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP NGÀNH NGÂN HÀNG TRÊN TTCK VIỆT NAM Chuyên ngành: Toán ứng dụng Mã số: 60 46 01 12 LUẬN VĂN THẠC SĨ TOÁN HỌC Người hướng dẫn khoa học: TS Nguyễn Thị Thuý Quỳnh HÀ NỘI - 2017 iii LỜI CẢM ƠN Luận văn hoàn thành hướng dẫn TS Nguyễn Thị Thuý Quỳnh Tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc tới TS Nguyễn Thị Thuý Quỳnh người định hướng chọn đề tài tận tình hướng dẫn để tác giả hoàn thành luận văn Tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn chân thành tới Phòng Sau đại học, thầy giáo dạy cao học trường Đại học Sư phạm Hà Nội giúp đỡ tác giả suốt trình học tập hoàn thành luận văn tốt nghiệp Tác giả xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, bạn bè ủng hộ, quan tâm để tác giả hồn thành luận văn Hà Nội,ngày 20 tháng 12 năm 2017 TÁC GIẢ Phùng Thị Thu iv LỜI CAM ĐOAN Được hướng dẫn TS Nguyễn Thị Th Quỳnh, luận văn Thạc sĩ “Sử dụng mơ hình hồi quy liệu mảng đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng TTCK Việt Nam” hoàn thành tìm hiểu, nghiên cứu thân, số liệu kết nghiên cứu luận văn trung thực không trùng với luận văn khác Tôi xin cam đoan r ng giúp đỡ cho việc thực luận văn cảm ơn thơng tin trích dẫn luận văn rõ nguồn gốc TÁC GIẢ Phùng Thị Thu v MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU CHƢƠNG I MỘT SỐ KIẾN THỨC CHUẨN BỊ 1.1 Một số khái niệm ban đầu 1.1.1 Quá trình ngẫu nhiên 1.1.2 Quá trình dừng 1.1.3 Nhiễu trắng 1.2 Một số phân phối thông dụng 1.2.1 Phân phối chuẩn 1.2.2 Phân phối T – Student 1.2.3 Phân phối Khi Bình phương 1.2.4 Phân phối Fisher 1.3 Mơ hình hồi quy tuyến tính 1.3.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính bội phương pháp OLS 1.3.2 Mô hình hồi quy liệu chuỗi thời gian 14 1.3.2.1 Dữ liệu chuỗi thời gian 14 1.3.2.2 Mô hình hồi quy chuỗi thời gian 14 1.3.2.3 Mơ hình hồi quy với chuỗi thời gian dừng: 17 1.3.2.3.1 Mơ hình hồi quy tĩnh 17 1.3.2.3.2 Mơ hình hồi quy động 18 1.3.2.3.3 Mơ hình xu thời gian mùa vụ 21 1.3.2.4 Mơ hình hồi quy với chuỗi thời gian khơng dừng 23 1.3.2.4.1 Bước ngẫu nhiên 24 1.3.2.4.2 Quá trình trung bình trượt 25 1.3.2.4.3.Quá trình tự hồi quy 27 1.3.2.4.4 Quá trình trung bình trượt tự hồi quy 33 1.3.2.5 Chuỗi khơng dừng mơ hình hồi quy cổ điển 35 1.3.2.6 Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM 36 1.3.3 Mô hình hồi quy với liệu mảng 37 1.3.3.1 Dữ liệu mảng 38 vi 1.3.3.2 Ước lượng mơ hình hồi quy với liệu mảng 38 CHƢƠNG II 46 SƠ LƢỢC VỀ CƠ CẤU NGUỒN VỐN VÀ CÁC NHÂN TỐ 46 TÁC ĐỘNG ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA 46 DOANH NGHIỆP NGÀNH NGÂN HÀNG 46 2.1 Khái niệm cấu nguồn vốn doanh nghiệp 46 2.1.1 Khái niệm 46 2.1.2 Các tiêu phản ánh cấu nguồn vốn DN 47 2.1.3 Cơ cấu nguồn vốn mục tiêu doanh nghiệp 49 2.2 Các số đo hiệu kinh doanh doanh nghiệp 50 2.3 Tác động cấu nguồn vốn đến khả sinh lời doanh nghiệp .53 CHƢƠNG III 55 ỨNG DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY DỮ LIỆU MẢNG 55 ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU NGUỒN VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH NGÂN HÀNG TRÊN TTCK VIỆT NAM 55 3.1 Giới thiệu ngành ngân hàng… .55 3.2 Xây dựng mơ hình hồi quy nhân tố tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng 56 3.3 Giới thiệu phần mềm STATA .57 3.4 Ứng dụng STATA phân tích mơ hình hồi quy liệu mảng đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng TTCK Việt Nam 58 3.5 Thảo luận kết mơ hình hồi quy 68 III Kết luận 70 IV Danh mục tài liệu tham khảo 71 vii DANH MỤC ĐỒ THỊ VÀ BẢNG BIỂU Hình 1.1: Đồ thị hàm mật độ phân phối chuẩn Hình 1.2: Đồ thị hàm mật độ phân phối T-Student Hình 1.3: Đồ thị hàm phân phối xác suất biến ngẫu nhiên phân phối bình phương Hình 1.4: Minh hoạ đồ thị hàm phân phối F(1;2) Hình 1.5: Minh hoạ quan hệ Ut Us 16 Bảng 3.1: Danh sách ngân hàng 56 Bảng 3.2: Thống kê mô biến nghiên cứu mơ hình 58 Bảng 3.3: Hệ số tương quan biến mơ hình 59 Bảng 3.4: Hệ số VIF biến độc lập mô hình 59 Bảng 3.5: Bảng kiểm định tính dừng biến độc lập CCTS 60 Bảng 3.6: Kết kiểm định tính dừng biến mơ hình 61 Bảng 3.7: Kiểm tra tính dừng phần dư 61 Bảng 3.8: Hồi quy mơ hình theo phương pháp POOLED 62 Bảng 3.9: Bảng hồi quy sử dụng biến giả kiểm định khác biệt công ty 63 Bảng 3.10: Mô hình có biến giả theo thời gian 64 Bảng 3.11: Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM REM 66 Bảng 3.12: Kết mơ hình hồi quy tác động cố định FEM 66 Bảng 3.13: Mơ hình hồi quy tác động cố định đánh giá cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngân hàng sau hiệu chỉnh 67 viii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu Giải thích thuật ngữ BEP Tỷ suất sinh lời kinh tế tài sản CCTS Cơ cấu tài sản DN Doanh nghiệp FEM Mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effects Model) KNTT Hệ số khả toán LSDV REM (ECM) Mơ hình hồi quy biến giả bình phương nhỏ (Least Square Dummy Variable) Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effects Model, REM) hay mơ hình thành phần sai số (Error Components Model, ECM) ROA Tỷ suất lợi nhuận sau thuế vốn kinh doanh ROE Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu ROS Tỷ suất lợi nhuận sau thuế doanh thu SIZE Quy mô doanh nghiệp TTCK Thị trường chứng khoán TTTS Tốc độ tăng trưởng tài sản PHẦN MỞ ĐẦU Lý chọn đề tài Việc ứng dụng mơ hình tốn học kinh tế lượng có hỗ trợ phần mềm tin học giảng dạy, nghiên cứu khoa học trở nên cần thiết nhà trường Đặc biệt kinh tế đại hội nhập, bên cạnh việc trọng nghiên cứu lý thuyết, ngành tốn có nhiều nghiên cứu ứng dụng để giải toán kinh tế, xã hội Với mục tiêu lựa chọn đề tài có tính ứng dụng tốn học kinh tế, lựa chọn đề tài “Sử dụng mô hình hồi quy liệu mảng đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành Ngân hàng TTCK Việt nam” làm đề tài tốt nghiệp cao học chuyên ngành toán ứng dụng Trước có nghiên cứu tương tự chuyên sâu khía cạnh kinh tế phân tích liệu nhóm ngành xây dựng, nhóm ngành thép hay phần doanh nghiệp niêm yết TTCK Việt Nam,…còn đề tài này, tơi lựa chọn phân tích nhóm cổ phiếu ngành Ngân hàng thời gian từ năm 2008-2015, nhóm ngành có nhiều biến động cho trụ cột TTCK Việt Nam thời gian qua để thực đề tài Mục đích nghiên cứu - Nghiên cứu tìm hiểu kỹ mơ hình hồi quy, đề tài tập trung vào mơ hình hồi quy tác động cố định mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên ứng dụng liệu mảng Đây mơ hình Kinh tế lượng ứng dụng rộng rãi nghiên cứu tài doanh nghiệp - Đề tài sử dụng phần mềm STATA (một ba phần mềm xử lý phân tích liệu thơng dụng giới phần mềm có ưu vượt trội phân tích Hồi quy) để thực phân tích đánh giá kết nghiên cứu Đề tài tập trung làm rõ bước thực ứng dụng mơ hình hồi tác động cố định mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng Việt Nam Nhiệm vụ nghiên cứu - Trình bày làm rõ sở tốn học mơ hình hồi quy tác động cố định mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên - Sử dụng phầm mềm STATA để thực ước lượng, kiểm định, đánh giá hình hồi quy tác động cố định mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên số liệu cụ thể Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Đối tượng: Mơ hình hồi quy tác động cố định hồi quy tác động ngẫu nhiên liệu mảng cân b ng Phạm vi nghiên cứu: Sử dụng liệu báo cáo tài ngân hàng có niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam thời gian từ năm 2008 - 2015 để thực phân tích đánh giá Phƣơng pháp nghiên cứu Thu thập liệu, đọc tài liệu tham khảo nghiên cứu để kế thừa kết có, sử dụng phần STATA phân tích đưa kết số liệu thu thập Cấu trúc luận văn Ngoài phần mở đầu, kết luận nội dung đề tài gồm chương: Chương I: Một số kiến thức chuẩn bị Chương II: Sơ lược cấu nguồn vốn nhân tố tác động đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng Chương III: Ứng dụng mơ hình hồi quy liệu mảng đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng TTCK Việt Nam 59 lập: SIZE thấp 7.037637, cao 8.891807, giá trị trung bình 8.132918; CCTS thấp 0.4 %, cao 5.7%, giá trị trung bình 1.68817%; KNTT thấp 51.199%, cao 126.7306%, giá trị trung bình 92.5328%;HSN thấp 62.04754%, cao 91,5277%, giá trị trung bình 82.3986% - Kiểm định tính đa cộng tuyến Lệnh: correlate SIZE CCTS KNTT HSN ROA Bảng 3.3: Hệ số tƣơng quan biến mơ hình SIZE CCTS KNTT HSN ROA SIZE CCTS KNTT HSN ROA 1.0000 -0.3162 0.0127 0.2017 0.1278 1.0000 -0.1234 0.0398 -0.2386 1.0000 -0.6864 0.1867 1.0000 -0.2833 1.0000 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA Bảng hệ số tương quan cho thấy khơng có mối quan hệ tuyến tính cao biến độc lập mơ hình Các biến SIZE, KNTT có mối tương quan dương ROA, biến CCTS, HSN có tương quan âm với ROA - Kiểm định tính đa cộng tuyến qua hệ số VIF Lệnh: regress ROA SIZE CCTS KNTT HSN vif Bảng 3.4 : Hệ số VIF biến độc lập mơ hình Variable VIF 1/VIF HSN KNTT SIZE CCTS 2.07 1.99 1.21 1.13 0.484064 0.502777 0.826351 0.884846 Mean VIF 1.60 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA Bảng hệ số VIF cho thấy mơ hình khơng có tượng đa cộng tuyến 60 - Kiểm định tính dừng biến mơ hình Để tránh tượng hồi quy giả mạo, tất biến xem xét mơ hình phải biến dừng Trong luận văn, tiêu chuẩn Levin - Lin - Chu (LLC,2002) sử dụng để kiểm tra tính dừng biến mơ hình liệu mảng Lệnh: xtunitroot llc CCTS Bảng 3.5: Bảng kiểm định tính dừng biến độc lập CCTS Levin-Lin-Chu unit-root test for CCTS Ho: Panels contain unit roots Ha: Panels are stationary Number of panels = Number of periods = AR parameter: Common Panel means: Included Time trend: Not included Asymptotics: N/T -> ADF regressions: lag LR variance: Bartlett kernel, 6.00 lags average (chosen by LLC) Unadjusted t Adjusted t* Statistic p-value -10.9524 -8.1893 0.0000 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA 8 61 Bảng 3.6: Kết kiểm định tính dừng biến mơ hình LLC (LEVIN-LIN-CHU, 2002) Biến T - statistic P-value SIZE -4.7523 0.0000 CCTS -8.1893 0.0000 KNTT -0.4187 0.3347 HSN -2.4599 0.0069 ROA -2.0146 0.0220 Nguồn: Kết thực nhóm tác giả từ phần mềm STATA Kết kiểm định tính dừng cho thấy giả thuyết H0: “Dữ liệu không dừng” bị bác bỏ mức ý nghĩa 5% (P-value < 5%) cho biến Do đó, kết luận r ng biến tương ứng với P-value < 5% biến dừng, lại biến KNTT có P-value > 5% biến khơng dừng, ta thực tiếp kiểm định tính đồng liên kết - Kiểm định tính đồng liên kết biến Lệnh hồi quy mơ hình: reg ROA SIZE CCTS KNTT HSN Lệnh lưu phần dư: predict ehat, res Lệnh kiểm định tính dừng phần dư: xtunitroot llc ehat Bảng 3.7: Kiểm định tính dừng phần dƣ Levin-Lin-Chu unit-root test for ehat Ho: Panels contain unit roots Ha: Panels are stationary Number of panels = Number of periods = AR parameter: Common Panel means: Included Time trend: Not included Asymptotics: N/T -> ADF regressions: lag LR variance: Bartlett kernel, 6.00 lags average (chosen by LLC) Statistic Unadjusted t Adjusted t* -6.7392 -5.6259 p-value 0.0000 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA 8 62 Bảng kiểm định cho thấy phần dư có P-value < 5%, tức có tính dừng Vì việc ứng dụng hồi quy với liệu mảng hồn tồn chấp nhận Lựa chọn mơ hình FEM OLS Lệnh hồi quy mơ hình: reg ROA SIZE CCTS KNTT HSN Bảng 3.8: Hồi quy mơ hình theo phƣơng pháp POOLED Source SS df MS Model Residual 000225212 001270194 59 000056303 000021529 Total 001495406 63 000023737 ROA Coef SIZE CCTS KNTT HSN _cons 0015949 -.0846057 -.003256 -.0219144 0194093 Std Err Number of obs F( 4, 59) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t 001474 056799 0061186 0103148 0155392 P>|t| 1.08 -1.49 -0.53 -2.12 1.25 0.284 0.142 0.597 0.038 0.217 = = = = = = 64 2.62 0.0441 0.1506 0.0930 00464 [95% Conf Interval] -.0013546 -.1982603 -.0154992 -.0425543 -.0116845 0045444 0290488 0089872 -.0012745 0505031 Nguồn:Kết thực tác giả từ phần mềm STATA Nhìn vào bảng 3.8 ta thấy có biến HSN có P-value F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.004 0.330 0.023 0.004 0.594 0.030 0.000 0.494 0.026 0.005 0.000 = = = = = = 64 7.84 0.0000 0.6240 0.5444 00329 [95% Conf Interval] -.0123823 -.3194253 -.0151831 -.0367161 0018549 -.0029827 0003943 -.0164778 -.0030513 0005989 0018705 066757 -.0045538 -.0643231 0051914 -.0028743 0094344 0051592 0074229 -.0065273 0062409 0090392 0096753 1362618 Nguồn:Kết thực tác giả từ phần mềm STATA - Kiểm định đồng thời không hệ số biến giả testparm i_dum ( ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) i_dum2 i_dum3 i_dum4 i_dum5 i_dum6 i_dum7 i_dum8 F( = = = = = = = 0 0 0 7, 52) = Prob > F = 9.35 0.0000 Có thể thấy hệ số biến giả công ty, biến SIZE, CCTS, HSN có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Hệ số xác định tăng lên 62% Các hệ số biến giả không đồng thời b ng không 64 - Kiểm định thay đổi theo thời gian tab year, gen(t) Nam Freq Percent Cum 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 8 8 8 8 12.50 12.50 12.50 12.50 12.50 12.50 12.50 12.50 12.50 25.00 37.50 50.00 62.50 75.00 87.50 100.00 Total 64 100.00 - Hồi quy mơ hình có biến giả theo thời gian Lệnh: reg ROA SIZE CCTS KNTT HSN t* Bảng 3.10 Mô hình có biến giả theo thời gian Source SS df MS Model Residual 000861459 000633947 11 52 000078314 000012191 Total 001495406 63 000023737 ROA Coef SIZE CCTS KNTT HSN t1 t2 t3 t4 t5 t6 t7 t8 _cons 0055402 0258317 -.0044764 -.008627 0003506 -.0025175 -.0022288 -.0057291 -.0075634 -.0089541 -.010751 -.019687 Std Err .0012534 0461339 0051055 0082286 (omitted) 0019729 0019313 0019838 001951 0019233 0019526 0019473 0131107 t Number of obs F( 11, 52) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 64 6.42 0.0000 0.5761 0.4864 00349 [95% Conf Interval] 4.42 0.56 -0.88 -1.05 0.000 0.578 0.385 0.299 0030251 -.0667427 -.0147214 -.0251389 0080552 1184062 0057686 0078849 0.18 -1.30 -1.12 -2.94 -3.93 -4.59 -5.52 -1.50 0.860 0.198 0.266 0.005 0.000 0.000 0.000 0.139 -.0036083 -.0063929 -.0062095 -.009644 -.0114228 -.0128723 -.0146585 -.0459955 0043096 0013578 0017519 -.0018141 -.0037039 -.005036 -.0068434 0066215 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA 65 Kiểm định b ng đồng thời hệ số biến giả theo thời gian ( ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) t2 t3 t4 t5 t6 t7 t8 F( = = = = = = = 0 0 0 7, 52) = Prob > F = 7.46 0.0000 Có thể thấy hệ số biến giả theo thời gian biến SIZE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Hệ số xác định tăng lên 57% Các hệ số biến giả không đồng thời b ng không Kết luận việc đưa biến giả vào mơ hình để xét khác biệt cơng ty năm có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy mơ hình POOLED khơng phù hợp - Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM REM Sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình REM FEM Thiết lập liệu mảng: Lệnh xtset id year xtreg ROA SIZE CCTS KNTT HSN, fe estimates store fixed xtreg ROA SIZE CCTS KNTT HSN, re estimates store random hausman fixed random 66 Bảng 3.11: Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM hay REM Coefficients (b) (B) fixed random SIZE CCTS KNTT HSN -.0084681 -.1918742 -.0049958 -.0197952 (b-B) Difference -.004572 -.1728452 -.004814 -.020969 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.003896 -.019029 -.0001818 0011739 0007355 0116237 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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 79.51 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA Kiểm định Hausman cho thấy FEM mơ hình phù hợp Thực hồi quy mơ hình tác động cố định FEM kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay đổi: Lênh: xtreg ROA SIZE CCTS KNTT HSN, fe Bảng 3.12: Kết mơ hình hồi quy tác động cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 64 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.4552 between = 0.4593 overall = 0.0076 corr(u_i, Xb) F(4,52) Prob > F = -0.6964 ROA Coef SIZE CCTS KNTT HSN _cons -.0084681 -.1918742 -.0049958 -.0197952 1029251 0019506 0635643 0050768 0084324 0173892 sigma_u sigma_e rho 00565295 00328851 7471527 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(7, 52) = t -4.34 -3.02 -0.98 -2.35 5.92 9.35 P>|t| = = 0.000 0.004 0.330 0.023 0.000 10.86 0.0000 [95% Conf Interval] -.0123823 -.3194253 -.0151831 -.0367161 0680311 -.0045538 -.0643231 0051914 -.0028743 1378191 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA 67 Nhìn vào bảng báo cáo cho thấy có hệ số có P - value < 5% Tuy nhiên trước đưa nhận xét cần kiểm định thêm khuyết tật mơ phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi, bỏ qua kiểm định tự tương quan mơ hình FEM tự thân quan đến khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mơ hình nên tự loại bỏ tượng tự tương quan mơ hình Thực kiểm định phương sai sai số thay đổi b ng kiểm định Wald Lện: xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (8) = Prob>chi2 = 61.32 0.0000 Với mức ý nghĩa 5% cho thấy mơ hình có tượng phương sai sai số thay đổi Hiệu chỉnh mơ hình, khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi Lệnh: xtreg ROA SIZE CCTS KNTT HSN, robust fe Bảng 3.13: Mơ hình hồi quy tác động cố định đánh giá cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp Ngân hàng sau hiệu chỉnh Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 64 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.4552 between = 0.4593 overall = 0.0076 corr(u_i, Xb) F(4,7) Prob > F = -0.6964 = = 17.11 0.0010 (Std Err adjusted for clusters in id) Robust Std Err ROA Coef t SIZE CCTS KNTT HSN _cons -.0084681 -.1918742 -.0049958 -.0197952 1029251 0012315 0910852 0092672 0130235 0221232 sigma_u sigma_e rho 00565295 00328851 7471527 (fraction of variance due to u_i) -6.88 -2.11 -0.54 -1.52 4.65 P>|t| 0.000 0.073 0.607 0.172 0.002 [95% Conf Interval] -.01138 -.4072566 -.0269092 -.0505908 0506121 -.0055561 0235082 0169176 0110005 1552382 Nguồn: Kết thực tác giả từ phần mềm STATA 68 3.5 Thảo luận kết mơ hình hồi quy Mơ hình phù hợp, nhiên hệ số xác định 0.4552 thể biến độc lập mơ hình giải thích 45.52 % biến động biến phụ thuộc tỷ suất lợi nhuận sau thuế vốn kinh doanh DN ngành Ngân hàng Từ mơ hình phân tích ảnh hưởng cấu nguồn vốn đến hiệu hoạt động DN ngành ngân hàng kết luận sau: Hệ số nợ (HSN) Khả toán (KNTT) doanh nghiệp ngành ngân hàng khơng có tác động đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng Lý giải điều đặc thù ngành ngân hàng chủ yếu huy động vốn qua vay nợ nên cấu nợ thường lớn, số khả toán tổng quát thấp nên khó nói việc sử dụng đòn bẩy vay nợ ngân hàng có tác động đến hiệu kinh doanh Chỉ có cấu tài sản (CCTS) quy mơ doanh nghiệp có tác động tác động ngược chiều đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp Giải thích cho điều số ngân hàng có quy mơ vốn lớn hiệu sử dụng vốn không cao, nguồn tiền liên ngân hàng dồi kinh doanh không hiệu Từ kết phân tích mơ hình thấy ngành Ngân hàng ngành đặc thù việc sử dụng nhân tố đánh giá tác động cấu nguồn vốn lên hiệu kinh doanh doanh nghiệp nói chung gặp hạn chế Ví dụ hiệu kinh doanh ngân hàng phụ thuộc nhiều vào yếu tố như: Quy mô nguồn vốn huy động - tiêu phản ánh số lượng nguồn vốn huy động ngân hàng Với quy mô nguồn huy động ngày tăng hỗ trợ vốn cho ngân hàng hoạt động, phát triển mở rộng phạm vi hoạt động Góp phần nâng cao tính khoản, tính ổn định tăng niềm tin khách hàng; Tốc độ tăng trưởng nguồn vốn huy động - 69 tiêu thể hiển khả mở rộng quy mô vốn huy động ngân hàng qua năm, cho thấy nguồn vốn biến đổi theo xu hướng khả kiểm soát ngân hàng đến nguồn vốn huy động; Cơ cấu nguồn vốn huy động - tiêu ảnh hưởng tới cấu tài sản ảnh hưởng tới chi phí hoạt động bình qn ngân hàng, từ ảnh hưởng tới chi phí đầu tức lãi suất cho vay ngân hàng; Ngồi biến Tỷ lệ vốn ngắn hạn cho vay trung dài hạn, Cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng, Tiền nhận gửi vay liên ngân hàng/ tổng huy động,… Đây biến dự báo có ý nghĩa mơ hình nhiên khó thu thập số liệu phù hợp với mơ hình phân tích nên luận văn khơng thực theo khung lý thuyết đưa Kết luận: Dựa giả thiết chương II, luận văn xây dựng mơ hình đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh ngành ngân hàng TTCK Việt Nam Sử dụng phần mềm STATA thực bước phân tích lựa chọn mơ hình Mặc dù mơ hình nhiều hạn chế song tác giả đóng góp việc tìm hiểu phần mềm thực bước phân tích mơ hình liệu mảng ngành ngân hàng TTCK Việt Nam 70 KẾT LUẬN Tác giả luận văn thu kết cụ thể sau: - Luận văn hệ thống lại kiến thức mơ hình hồi quy tuyến tính, mơ hình chuỗi thời gian, mơ hình hồi quy liệu mảng Đây mơ hình quan tâm ứng dụng rộng rãi thực tế, giảng dạy cho chương trình đại học cao học ngành kinh tế - Hệ thống trình bày bước thực phân tích mơ hình liệu mảng phần mềm STATA - Áp dụng trực tiếp số liệu ngành ngân hàng niêm yết TTCK Việt Nam Từ nghiên cứu mở rộng tìm hiểu mơ hình kinh tế lượng áp dụng vào toán thực tế rộng hơn, đa dạng - Từ kết nghiên cứu tác giả tiếp cận mở rộng thêm kiến thức kinh tế, số số tài doanh nghiệp Đây hội để tác giả mở rộng tìm hiểu lĩnh vực tốn ứng dụng kinh tế Hạn chế: - Tác giả chưa nắm sâu kiến thức kinh tế nên chưa chủ động lựa chọn biến có ý nghĩa - Nhóm ngân hàng TTCK q mã so với ngành xây dựng, ngành xi măng, sắt thep nên với số liệu chưa đủ lớn hạn chế mơ hình đưa - Kết luận văn n m kết mô việc thực mơ hình, chưa thể nhiều ý nghĩa kinh tế 71 TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG VIỆT [1] Đoàn Ngọc Phi Anh (2010), "Các nhân tố ảnh hưởng tới cấu trúc tài hiệu tài chính: tiếp cận theo phương pháp phân tích đường dẫn",Tạp chí khoa học cơng nghệ,(5), (40),tr.14-22 [2] Nguyễn Thành Cường (2015), Tác động cấu trúc vốn lên giá trị doanh nghiệp chế biến thủy sản Nam Trung Bộ Luận án Tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế- Luật, Đại học Quốc gia thành phố Hồ Chí Minh [3] Nguyễn Thị Quỳnh Nga (2016), Sử dụng phần mềm STATA thực phân tích hồi quy đơn, Kỷ yếu hội thảo khoa học khoa Cơ - Học viện Tài [4] Lê Mỹ Quỳnh, Nguyễn Thị Huyền (2017), Đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến khả sinh lời doanh nghiệp Thép niêm yết Việt Nam, Kỷ yếu Hội thi khoa học sinh viên toàn quốc “Olympic Kinh tế lượng ứng dụng” [5] Cù Thu Thủy, Đặng Phương Mai (2016), Phân tích liệu mảng b ng mơ hình hồi quy tác động cố định hồi quy tác động ngẫu nhiên dựa phần mềm STATA, đề tài nghiên cứu khoa học cấp học viện, Học viện Tài [6] Nguyễn Thu Thủy (2005), "Các nhân tố định lựa chọn cấu vốn số nước ASEAN", Tạp chí Nghiên cứu kinh tế, Viện kinh tế học [7] Bùi Văn Vần, Vũ Văn Ninh (2013), Giáo trình Tài doanh nghiệp, NXB Tài chính, Học viện Tài [8] Dương Thị Hồng Vân (2014), Nghiên cứu nhân tố tác động đến cấu vốn doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận án tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân B23 72 [9] Nguyễn Tấn Vinh (2011), Cấu trúc vốn hiệu hoạt động công ty niêm yết thị trường chứng khoán Hà Nội, Luận văn Thạc sĩ kinh tế, Đại học Đà Nẵng, Đà Nẵng [10]Nguyễn Quang Dong, Giáo trình kinh tế lượng, Đại học kinh tế Quốc Dân TIẾNG ANH [11] Booth LV, Aivazian V, Demirguc-Kunt A, Maksimovic(2001), “Captial structure in developing countries” The Journal of Finance, Vol, LVI, No, pp.87-130 [12] Colin Firer, Stephen A.Ross, Randolph W.Westerfield and Bradford D.Jordan (2012), Fundamentals of Corporate Finance, 5th edition, McGrawHill/Irwin [13] Damadar N Gujarati: Basic Econometrics; McGraw-Hill; Fourth Edition; 2003 [14] Harris, M and Raviv, A., "The Theory of capital structure" Journal of Finance 46 March., 1991, pp 297-355 [15] Lee C Adkins, R Carter Hill “Using Stata for Principles of Econometrics”,John Wiley & Sons, Inc; 2011 [16] Badi H Baltagi (2005), Econometric Analysis of Panel Data, 3rd Edition, John Wiley & Sons, Inc TRANG WEB [17] Ngân hàng Nhà nước Việt Nam http:// www.sbv.gov.vn [18] Vietstock http://finance.vietstock.vn/ [19] Tổng cục Thống kê https:// www.gso.gov.vn [20] Phần mềm thống kê phân tích liệu www.stata.com [21] http:// www.cophieu68.vn 73 ... hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng Chương III: Ứng dụng mơ hình hồi quy liệu mảng đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng TTCK Việt Nam 3 CHƢƠNG... rõ bước thực ứng dụng mơ hình hồi tác động cố định mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên đánh giá tác động cấu nguồn vốn đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành ngân hàng Việt Nam Nhiệm vụ nghiên... BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC SƢ PHẠM HÀ NỘI PHÙNG THỊ THU SỬ DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY DỮ LIỆU MẢNG ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU NGUỒN VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP NGÀNH NGÂN