Ngân hàng là trung gian tài chính quan trọng của nền kinh tế, giữ vai trò là cầu nối giữa người thừa vốn và người có nhu cầu về vốn. Sự phát triển và ổn định của ngành ngân hàng thúc đẩy cho các ngành khác phát triển để từ đó thúc đẩy sự tăng trưởng kinh tế của một quốc gia. Do đó, ngân hàng được xem như là huyết mạch trong hệ thống tài chính nói riêng và nền kinh tế nói chung. Tuy nhiên, hoạt động ngân hàng chịu nhiều tác động từ những khó khăn nội tại của hệ thống tài chính và nền kinh tế cũng như những tác động từ bên ngoài. Vì vậy, sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại được xem là nội dung quan trọng, chính yếu trong sự ổn định của hệ thống tài chính, giúp nền kinh tế hoạt động vững chắc và hiệu quả. Áp lực cạnh tranh trong tiến trình hội nhập quốc tế đã và đang tạo ra một sức ép lớn cho các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tuy nhiên, sức ép này là cần thiết để giúp các ngân hàng phát triển và ngày càng trở nên vững mạnh hơn. Cạnh tranh giữa các ngân hàng thương mại được xem xét khi so sánh về nguồn vốn, kinh nghiệm quản lý, nhân lực, công nghệ và khả năng cung ứng dịch vụ. Sự cạnh tranh buộc các ngân hàng phải nâng cao hiệu quả hoạt động nhằm đáp ứng nhu cầu ngày càng cao của khách hàng, nâng cao vị thế kinh doanh và tránh bị đào thải trong môi trường mới. Trong mối quan hệ với ổn định tài chính, cạnh tranh là môi trường tạo động lực thúc đẩy các ngân hàng gia tăng hiệu quả hoạt động và nâng cao sự ổn định. Cạnh tranh sẽ xác định vị thế, sự tồn tại và phát triển bền vững của ngân hàng. Do đó, các ngân hàng cần đánh giá mối quan hệ giữa cạnh tranh và ổn định tài chính để tìm ra những giải pháp góp phần lành mạnh hóa hệ thống tài chính tại Việt Nam. Mối quan hệ giữa cạnh tranh và ổn định tài chính đã và đang nhận được sự quan tâm rất lớn từ các học giả trên thế giới. Các cuộc tranh luận về mối quan hệ này được chia thành hai quan điểm trái ngược là quan điểm “cạnh tranh – bất ổn tài chính” và cạnh tranh – ổn định tài chính”. Theo quan điểm “cạnh tranh – bất ổn tài chính”, cạnh tranh ngân hàng càng tăng sẽ làm giảm sức mạnh thị trường, giảm lợi nhuận biên dẫn đến giảm giá trị thương hiệu của ngân hàng (Berger và cộng sự, 2009; Ariss; 2010). Cạnh tranh khuyến khích các ngân hàng chấp nhận nhiều rủi ro hơn để tìm kiếm lợi nhuận và gây ra sự bất ổn cho hệ thống (Keeley, 1990). Một số nghiên cứu khác của Boyd và De Nicolo (2005), Carbo và cộng sự (2009), Kasman và Kasman (2015), Kouki và AlNasser (2017) cũng đã chứng minh tác động tiêu cực của cạnh tranh đến ổn định tài chính. Ngược lại, quan điểm “cạnh tranh – ổn định tài chính” cho rằng có mối quan hệ tích cực giữa cạnh tranh và ổn định tài chính của các ngân hàng. Trong một thị trường cạnh tranh thấp, rủi ro có thể xảy ra nhiều hơn khi các ngân hàng lớn có sức mạnh thị trường và được xem là “quá lớn để phá sản”. Các ngân hàng này thường được nhận các khoản hỗ trợ từ Chính phủ khi gặp khó khăn trong kinh doanh (Mishkin, 1999). Thêm vào đó, các ngân hàng lớn thường đưa ra mức lãi suất cho vay cao hơn; điều này gây khó khăn cho việc trả nợ của khách hàng và gia tăng rủi ro cho ngân hàng (Fu và cộng sự, 2014). Mặt khác, các ngân hàng hoạt động trong thị trường có tính cạnh tranh cao, mức lãi suất cho vay thường thấp, vấn đề “quá lớn để phá sản” ít được quan tâm và do đó tác động tích cực đến ổn định ngân hàng (Boyd và De Nicolo, 2005; Schaek và cộng sự, 2006). Kết quả nghiên cứu của Soedarmono và cộng sự (2013) đã cung cấp bằng chứng cho thấy sức mạnh thị trường của ngân hàng càng cao sẽ dẫn đến gia tăng rủi ro phá sản. Quan điểm “cạnh tranh – ổn định tài chính” còn được ủng hộ bởi các nhà nghiên cứu như Beck và cộng sự (2006), Anginer và cộng sự (2014). Tại Việt Nam, Võ Xuân Vinh và Đặng Bửu Kiếm (2016) đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm chỉ ra rằng năng lực cạnh tranh thúc đẩy sự hiệu quả và ổn định tài chính của các ngân hàng. Lê Hoàng Anh và cộng sự (2017) cũng đưa ra các kết quả cho thấy cạnh tranh gia tăng giúp ngân hàng ổn định hơn.Tuy nhiên, nghiên cứu của các tác giả vẫn còn tồn tại những vấn đề chưa được giải quyết như: (1) Nghiên cứu xem xét tác động cạnh tranh đến ổn định tài chính thông qua mô hình bảng tĩnh, trong trường hợp mô hình gặp phải các khuyết tật như phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh thì ước lượng không hiệu quả, tin cậy; (2) Các nghiên cứu trên chỉ xem xét sự ổn định tài chính thông qua tiêu chí rủi ro phá sản; điều này là hoàn toàn hợp lý nhưng chưa đủ để phản ánh hết các khía cạnh về ổn định tài chính của ngân hàng. Trong bối cảnh hội nhập toàn cầu sâu rộng, các ngân hàng cần có chiến lược và hướng đi phù hợp nhằm nâng cao năng lực cạnh tranh, gia tăng ổn định tài chính và giảm thiểu rủi ro. Tuy nhiên, cơ sở lý luận và hoạt động đánh giá tác động của cạnh tranh đến ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam chưa nhiều, đặc biệt là việc vận dụng phương pháp thống kê kinh tế lượng trong đánh giá mối quan hệ này vẫn còn hạn chế. Trên cơ sở đó, kết quả nghiên cứu của luận văn sẽ là thông tin hữu ích cho các nhà quản trị đưa ra chiến lược cạnh tranh phù hợp với mục tiêu đảm bảo sự ổn định tài chính cho ngân hàng. Nhận thấy tầm quan trọng trong việc nghiên cứu về vấn đề này, tác giả đã quyết định lựa chọn đề tài: “Tác động của cạnh tranh đến ổn định tài chính – Trường hợp các ngân hàng thương mại tại Việt Nam” để thực hiện luận văn thạc sỹ.
ĐẠI HỌC QUỐC GIA THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - LUẬT PHAN NGUYỄN BẢO QUỲNH TÁC ĐỘNG CỦA CẠNH TRANH ĐẾN ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH TRƯỜNG HỢP CÁC NG N H NG THƯ NG MẠI TẠI VI T NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TH NH PHỐ HỒ CHÍ MINH, NĂM 2018 ĐẠI HỌC QUỐC GIA THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - LUẬT PHAN NGUYỄN BẢO QUỲNH TÁC ĐỘNG CỦA CẠNH TRANH ĐẾN ỔN ĐỊNH T I CHÍNH TRƯỜNG HỢP CÁC NG N H NG THƯ NG MẠI TẠI VI T NAM Ngành : Tài – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS TRƯ NG QUANG THƠNG TH NH PHỐ HỒ CHÍ MINH, NĂM 2018 i LỜI CAM ĐOAN Tác giả cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tác giả Các số liệu luận văn trung thực, tác giả thu thập phân tích Nội dung trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn Các phân tích kết luận văn thành nghiên cứu khoa học thân Tác giả xin hoàn toàn chịu trách nhiệm lời cam đoan danh dự TP.HCM, ngày 12 tháng 12 năm 2017 Tác giả Phan Nguyễn Bảo Quỳnh ii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT Chữ viết tắt Tên đầy đủ FEM Mơ hình tác động cố định GMM Phương pháp mơ-men tổng quát IMF Quỹ Tiền tệ quốc tế NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTW Ngân hàng Trung ương REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên TCTC Tổ chức tài TCTD Tổ chức tín dụng VACM Công ty Quản lý tài sản iii AN MỤC CÁC N BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt số nghiên cứu liên quan 24 Bảng 3.1: Tóm tắt biến sử dụng mơ hình nghiên cứu 36 Biểu đồ 4.1: Hệ số Lerner NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 48 Biểu đồ 4.2: Tỷ lệ an tồn vốn trung bình NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 50 Biểu đồ 4.3: Tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ trung bình NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 51 Biểu đồ 4.4: Hệ số Z-SCORE trung bình NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 53 Bảng 4.1: Thống kê mô tả 54 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan biến phụ thuộc CAR biến giải thích 57 Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan biến phụ thuộc NPL biến giải thích 57 Bảng 4.4: Ma trận hệ số tương quan biến phụ thuộc LnZ-SCORE biến giải thích 58 Bảng 4.5: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến 59 Bảng 4.6: Kết ước lượng S-GMM cho tác động cạnh tranh đến ổn định tài NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 61 iv MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT ii DANH MỤC CÁC B NG BIỂU iii MỤC LỤC iv C ƯƠN 1: IỚI THIỆU TỔNG QUAN 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Lược khảo nghiên cứu có liên quan 1.3 Khe hở nghiên cứu hướng phát triển đề tài 1.3.1 Khe hở nghiên cứu 1.3.2 Hướng phát triển đề tài 1.4 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.4.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.4.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.5 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5.1 Đối tượng nghiên cứu 1.5.2 Phạm vi nghiên cứu 1.6 Phương pháp nghiên cứu 1.7 Nguồn số liệu thu thập 1.8 Những đóng góp khoa học 1.9 Kết cấu luận văn v C ƯƠN 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ CẠNH TRANH VÀ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA CÁC N ÂN ÀN T ƯƠN MẠI 10 2.1 Cơ sở lý luận cạnh tranh ngân hàng thương mại 10 2.1.1 Tổng quan cạnh tranh ngân hàng thương mại 10 2.1.2 Các phương pháp đo lường cạnh tranh 12 2.1.2.1 Đo lường cạnh tranh theo phương pháp truyền thống 12 2.1.2.2 Đo lường cạnh tranh theo phương pháp 13 2.1.2.3 So sánh cạnh tranh theo tiếp cận truyền thống tiếp cận 14 2.2 Cơ sở lý luận ổn định tài ngân hàng thương mại 15 2.2.1 Tổng quan ổn định tài ngân hàng thương mại 15 2.2.2 Các phương pháp đo lường ổn định tài 16 2.2.2.1 Chỉ tiêu phản ánh đảm bảo vốn đầy đủ (CAR) 16 2.2.3.2 Chỉ tiêu phản ánh rủi ro tài ngân hàng (NPL) 17 2.2.3.3 Chỉ tiêu phản ánh rủi ro phá sản ngân hàng (Z-SCORE) 17 2.3 Mối quan hệ cạnh tranh ổn định tài ngân hàng thương mại 17 2.4 Tổng quan số nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ cạnh tranh ổn định tài 20 2.4.1 Các nghiên cứu cấp độ quốc tế 20 2.4.1.1 Nghiên cứu ủng hộ quan điểm “cạnh tranh – bất ổn tài chính” 20 2.4.1.2 Nghiên cứu ủng hộ quan điểm “cạnh tranh – ổn định tài chính” 21 2.4.2 Các nghiên cứu Việt Nam 23 Kết luận chương 26 vi C ƯƠN 3: P ƯƠN P ÁP N ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA CÁC N ÂN IÊN CỨU VỀ CẠNH TRANH VÀ ỔN ÀN T ƯƠN MẠI 27 3.1 Xây dựng mơ hình nghiên cứu 27 3.1.1 Biến phụ thuộc: Ổn định tài 28 3.1.2 Biến độc lập: Cạnh tranh ngân hàng 30 3.1.3 Các biến kiểm soát 32 3.2 Phương pháp nghiên cứu 38 3.2.1 Dữ liệu nghiên cứu 39 3.2.1.1 Dữ liệu quan sát 39 3.2.1.2 Dữ liệu thu thập 40 3.2.1.3 Phương pháp xử lý số liệu 40 3.2.2 Phương pháp phân tích mơ hình nghiên cứu 41 3.2.2.1 Thống kê mô tả 41 3.2.2.2 Phân tích tương quan 41 3.2.2.3 Phân tích hồi quy 41 3.2.2.4 Kiểm định mơ hình 42 3.2.2.5 Khắc phục khuyết tật cho mơ hình 44 Kết luận chương 47 C ƯƠN 4: T ỰC TRẠNG CẠNH TRANH VÀ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM 48 4.1 Thực trạng cạnh tranh ổn định tài ngân hàng thương mại Việt Nam 48 vii 4.1.1 Thực trạng cạnh tranh ngân hàng thương mại Việt Nam 48 4.1.2 Thực trạng ổn định tài ngân hàng thương mại Việt Nam 50 4.2 Kết ước lượng tác động cạnh tranh đến ổn định tài ngân hàng thương mại Việt Nam 54 4.2.1 Thống kê mô tả 54 4.2.2 Phân tích tương quan đa cộng tuyến biến mô hình 56 4.2.3 Kết ước lượng mơ hình thảo luận kết nghiên cứu 60 Kết luận chương 66 C ƯƠN 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 67 5.1 Kết luận 67 5.2 Kiến nghị 68 5.2.1 Đối với ngân hàng thương mại 68 5.2.1.1 Nâng cao lực tài ngân hàng thương mại 69 5.2.1.2 Xây dựng chiến lược khách hàng, nâng cao chất lượng dịch vụ 69 5.2.1.3 Xây dựng đội ngũ nhân đại hóa cơng nghệ 70 5.2.1.4 Kiến nghị quản trị rủi ro cho ngân hàng thương mại 71 5.1.2.5 Kiến nghị quản lý tài sản 72 5.2.2 Đối với Ngân hàng Nhà nước 73 5.3 Hạn chế nghiên cứu 75 Kết luận chương 75 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KH O 76 PHỤ LỤC 83 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN 1.1 Đặt vấn đề Ngân hàng trung gian tài quan trọng kinh tế, giữ vai trò cầu nối người thừa vốn người có nhu cầu vốn Sự phát triển ổn định ngành ngân hàng thúc đẩy cho ngành khác phát triển để từ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế quốc gia Do đó, ngân hàng xem huyết mạch hệ thống tài nói riêng kinh tế nói chung Tuy nhiên, hoạt động ngân hàng chịu nhiều tác động từ khó khăn nội hệ thống tài kinh tế tác động từ bên ngồi Vì vậy, ổn định tài ngân hàng thương mại xem nội dung quan trọng, yếu ổn định hệ thống tài chính, giúp kinh tế hoạt động vững hiệu Áp lực cạnh tranh tiến trình hội nhập quốc tế tạo sức ép lớn cho ngân hàng thương mại Việt Nam Tuy nhiên, sức ép cần thiết để giúp ngân hàng phát triển ngày trở nên vững mạnh Cạnh tranh ngân hàng thương mại xem xét so sánh nguồn vốn, kinh nghiệm quản lý, nhân lực, công nghệ khả cung ứng dịch vụ Sự cạnh tranh buộc ngân hàng phải nâng cao hiệu hoạt động nhằm đáp ứng nhu cầu ngày cao khách hàng, nâng cao vị kinh doanh tránh bị đào thải môi trường Trong mối quan hệ với ổn định tài chính, cạnh tranh mơi trường tạo động lực thúc đẩy ngân hàng gia tăng hiệu hoạt động nâng cao ổn định Cạnh tranh xác định vị thế, tồn phát triển bền vững ngân hàng Do đó, ngân hàng cần đánh giá mối quan hệ cạnh tranh ổn định tài để tìm giải pháp góp phần lành mạnh hóa hệ thống tài Việt Nam Mối quan hệ cạnh tranh ổn định tài nhận quan tâm lớn từ học giả giới Các tranh luận mối quan hệ chia thành hai quan điểm trái ngược quan điểm “cạnh tranh – bất ổn tài chính” 98 Kiểm định Wald cho mơ hình FEM để kiểm tra tượng phương sai sai số thay đổi có P-value = 0.0000, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng phương sai sai số thay đổi Thực kiểm định tự tương quan câu lệnh xtserial xtserial car lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 19) = Prob > F = 52.822 0.0000 Kiểm định Wooldrige để kiểm tra tượng tự tương quan có P-value = 0.0000, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng tự tương quan - Kết hồi quy cho phƣơng trình 1B với biến phụ thuộc NPL + Kết hồi quy cho mơ hình REM xtreg npl lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf,re Random-effects GLS regression Number of obs = 210 Group variable: bank Number of groups = 27 R-sq: Obs per group: = 0.0844 = between = 0.1455 avg = 7.8 overall = 0.0843 max = 11 Wald chi2(7) = 19.22 Prob > chi2 = 0.0075 within corr(u_i, X) = (assumed) -npl | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lerner | 0174985 0289363 0.60 0.545 -.0392157 0742126 lerner_2 | -.0364956 0427559 -0.85 0.393 -.1202955 0473044 99 size | -.0008217 0011497 -0.71 0.475 -.0030751 0014317 ta_gro | -.0041042 0016898 -2.43 0.015 -.0074162 -.0007922 l_ta | -.0106014 0087369 -1.21 0.225 -.0277254 0065227 lngdp | 015185 0078393 1.94 0.053 -.0001798 0305497 inf | 0182796 0209675 0.87 0.383 -.0228159 0593751 _cons | -.1010365 069415 -1.46 0.146 -.2370875 0350145 -+ -sigma_u | 00393382 sigma_e | 01461762 rho | 06753205 (fraction of variance due to u_i) + Kết hồi quy cho mô hình FEM xtreg npl lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf,fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 210 Group variable: bank Number of groups = 27 R-sq: Obs per group: = 0.0875 = between = 0.1112 avg = 7.8 overall = 0.0693 max = 11 F(7,176) = 2.41 Prob > F = 0.0222 within corr(u_i, Xb) = -0.3084 -npl | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lerner | 0231191 0333479 0.69 0.489 -.0426941 0889323 lerner_2 | -.0545822 0522257 -1.05 0.297 -.1576515 0484871 size | -.0024235 0031238 -0.78 0.439 -.0085884 0037414 ta_gro | -.0041545 0017764 -2.34 0.020 -.0076604 -.0006486 l_ta | -.0156749 0131783 -1.19 0.236 -.0416827 0103329 lngdp | 0211485 0141688 1.49 0.137 -.0068141 0491112 inf | 0106127 0223192 0.48 0.635 -.033435 0546604 100 _cons | -.1246362 0910454 -1.37 0.173 -.3043174 0550449 -+ -sigma_u | 00646994 sigma_e | 01461762 rho | 16381352 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 176) = 1.48 Prob > F = 0.0734 + Kết kiểm định Hausman hausman fe re Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.45 Prob>chi2 = 0.9839 Kiểm định Hausman cho kết P-value = 0.9839 > 0.05, xác suất cho phép bác bỏ giả thuyết H1, chấp nhận giả thuyết H0 kiểm định Hausman Do đó, mơ hình REM thích hợp cho việc phân tích + Kết kiểm định khuyết tật phƣơng sai sai số thay đổi tự tƣơng quan Thực kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định Breusch-Pagan xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects npl[bank,t] = Xb + u[bank] + e[bank,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: npl | 0002395 015477 e | 0002137 0146176 u | 0000155 0039338 Var(u) = chibar2(01) = 6.31 Prob > chibar2 = 0.0060 101 Kiểm định Breusch-Pagan cho mơ hình REM để kiểm tra tượng phương sai sai số thay đổi có P-value = 0.0060 < 0.05 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng phương sai sai số thay đổi Thực kiểm định tự tương quan câu lệnh xtserial xtserial npl lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 26) = Prob > F = 20.276 0.0001 Kiểm định Wooldrige để kiểm tra tượng tự tương quan có P-value = 0.0001 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng tự tương quan - Kết hồi quy cho phƣơng trình 1C với biến phụ thuộc LnZ-SCORE + Kết hồi quy cho mơ hình REM xtreg Lnzscore lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf,re Random-effects GLS regression Number of obs = 210 Group variable: bank Number of groups = 27 R-sq: Obs per group: = 0.4267 = between = 0.7479 avg = 7.8 overall = 0.5421 max = 11 Wald chi2(7) = 214.94 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -Lnzscore | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lerner | 7019657 7975518 0.88 0.379 -.861207 2.265139 lerner_2 | -.3715734 1.175225 -0.32 0.752 -2.674973 1.931826 size | -.2840137 0308498 -9.21 0.000 -.3444782 -.2235493 102 ta_gro | 0478012 0469302 1.02 0.308 -.0441804 1397827 l_ta | 0673333 2373953 0.28 0.777 -.3979529 5326195 lngdp | 6770592 2153849 3.14 0.002 2549126 1.099206 inf | -5.019636 5824958 -8.62 0.000 -6.161307 -3.877965 _cons | 1.876684 1.922254 0.98 0.329 -1.890865 5.644233 -+ -sigma_u | 09121687 sigma_e | 39810351 rho | 04988112 (fraction of variance due to u_i) + Kết hồi quy cho mơ hình FEM xtreg Lnzscore lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf,fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 210 Group variable: bank Number of groups = 27 R-sq: Obs per group: = 0.4388 = between = 0.6442 avg = 7.8 overall = 0.5179 max = 11 F(7,176) = 19.66 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.1063 -Lnzscore | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lerner | 1.049384 9082123 1.16 0.249 -.7430038 2.841773 lerner_2 | -1.572362 1.422341 -1.11 0.270 -4.379401 1.234677 size | -.2127787 0850752 -2.50 0.013 -.3806775 -.0448799 ta_gro | 0444272 0483803 0.92 0.360 -.051053 1399075 l_ta | 0263716 3589039 0.07 0.942 -.6819376 7346809 lngdp | 5540332 385881 1.44 0.153 -.2075162 1.315583 inf | -5.51807 6078516 -9.08 0.000 -6.717686 -4.318454 _cons | 1.873038 2.479574 0.76 0.451 -3.020487 6.766562 -+ 103 sigma_u | 21464232 sigma_e | 39810351 rho | 22522407 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(26, 176) = 1.73 Prob > F = 0.0204 + Kết kiểm định Hausman hausman fe re Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.12 Prob>chi2 = 0.0491 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Hausman cho kết P-value = 0.0491 < 0.05, xác suất cho phép chấp nhận giả thuyết H1 kiểm định Hausman, tương ứng với phần dư biến độc lập khơng có tương quan Do đó, mơ hình FEM thích hợp cho việc phân tích + Kết kiểm định khuyết tật phƣơng sai sai số thay đổi tự tƣơng quan Thực kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định Wald xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 1395.11 0.0000 Kiểm định Wald cho mô hình FEM để kiểm tra tượng phương sai sai số thay đổi có P-value = 0.0000 < 0.05 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng phương sai sai số thay đổi Thực kiểm định tự tương quan câu lệnh xtserial 104 xtserial Lnzscore lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 26) = Prob > F = 7.829 0.0096 Kiểm định Wooldrige để kiểm tra tượng tự tương quan có P-value = 0.0096 < 0.05 Kết cho thấy mơ hình vi phạm tượng tự tương quan 105 PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ ƢỚC LƢỢNG S-GMM Kết hồi quy cho phƣơng trình 1A với biến phụ thuộc CAR xtabond2 car l.car lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf , gmm ( car ta_gro , lag(4 ) collapse) iv (car lerner ) twostep Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: bank Number of obs = 124 Time variable : year Number of groups = 22 Number of instruments = 19 Obs per group: = Wald chi2(8) = 1525.97 avg = 5.64 Prob > chi2 = 0.000 max = 10 -car | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -car | L1 | 7499257 1549092 4.84 0.000 4463092 1.053542 lerner | 9371623 285942 3.28 0.001 3767263 1.497598 lerner_2 | -.8904447 2913935 -3.06 0.002 -1.461565 -.319324 size | -.0735688 0100773 -7.30 0.000 -.0933198 -.0538177 ta_gro | -.0894805 0198462 -4.51 0.000 -.1283783 -.0505826 l_ta | 1025532 0361785 2.83 0.005 0316446 1734617 lngdp | 2407126 0385806 6.24 0.000 165096 3163292 | inf | 3772545 0461965 8.17 0.000 286711 4677979 _cons | -1.160365 2770215 -4.19 0.000 -1.703318 -.6174133 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(car lerner) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(4/10).(car ta_gro) collapsed Instruments for levels equation Standard car lerner _cons 106 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL3.(car ta_gro) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.81 Pr > z = 0.070 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.31 Pr > z = 0.757 -Sargan test of overid restrictions: chi2(10) = 1.64 Prob > chi2 = 0.998 Prob > chi2 = 0.713 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(10) = 7.14 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(8) = 5.44 Prob > chi2 = 0.710 Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.70 Prob > chi2 = 0.428 chi2(8) = 3.26 Prob > chi2 = 0.917 Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 3.88 Prob > chi2 = 0.144 iv(car lerner) Hansen test excluding group: Kết hồi quy cho phƣơng trình 1B với biến phụ thuộc NPL xtabond2 npl l.npl lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf , gmm (npl inf, lag(3 ) collapse) iv (npl lerner l_ta ta_gro) twostep Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: bank Number of obs = 180 Time variable : year Number of groups = 27 Number of instruments = 23 Obs per group: = Wald chi2(8) = 3065.83 avg = 6.67 Prob > chi2 = 0.000 max = 10 -npl | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -npl | L1 | 4734165 1100578 4.30 0.000 2577073 6891257 lerner | 3968829 1127516 3.52 0.000 1758939 6178719 lerner_2 | -.5263314 1527398 -3.45 0.001 -.8256959 -.2269668 size | -.0219226 0037193 -5.89 0.000 -.0292123 -.014633 ta_gro | 0008479 0015558 0.55 0.586 -.0022014 0038972 | 107 l_ta | 0131853 0130074 1.01 0.311 -.0123088 0386795 lngdp | 1376266 0261478 5.26 0.000 0863779 1888753 inf | 0993888 0293284 3.39 0.001 0419061 1568714 _cons | -.9740085 2197666 -4.43 0.000 -1.404743 -.543274 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(npl lerner l_ta ta_gro) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).(npl inf) collapsed Instruments for levels equation Standard npl lerner l_ta ta_gro _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.(npl inf) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.26 Pr > z = 0.024 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.42 Pr > z = 0.674 -Sargan test of overid restrictions: chi2(14) = 68.62 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.328 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(14) = 15.77 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(12) Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 14.15 Prob > chi2 = 0.291 = 1.62 Prob > chi2 = 0.446 = 10.58 Prob > chi2 = 0.391 = 5.19 Prob > chi2 = 0.268 iv(npl lerner l_ta ta_gro) Hansen test excluding group: chi2(10) Difference (null H = exogenous): chi2(4) Kết hồi quy cho phƣơng trình 1C với biến phụ thuộc LnZ-SCORE xtabond2 Lnzscore l.Lnzscore lerner lerner_2 size ta_gro l_ta lngdp inf , gmm (l.Lnzscore ta_gro size, lag(4 ) collapse) iv ( Lnzscore size inf) twostep Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular 108 Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: bank Number of obs = 180 Time variable : year Number of groups = 27 Number of instruments = 27 Obs per group: = Wald chi2(8) = 39166.91 avg = 6.67 Prob > chi2 = 0.000 max = 10 -Lnzscore | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -Lnzscore | L1 | 1059713 0118207 8.96 0.000 082803 1291395 lerner | 15.20787 1.087775 13.98 0.000 13.07587 17.33987 lerner_2 | -19.52184 1.07475 -18.16 0.000 -21.62832 -17.41537 size | -.4437008 0233586 -19.00 0.000 -.4894829 -.3979188 ta_gro | -.9179943 0849814 -10.80 0.000 -1.084555 -.7514338 l_ta | 1.992284 1481808 13.44 0.000 1.701855 2.282713 lngdp | -1.68704 1893162 -8.91 0.000 -2.058093 -1.315987 inf | -7.720185 2352736 -32.81 0.000 -8.181313 -7.259057 _cons | 24.0697 1.935666 12.43 0.000 20.27586 27.86353 | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(Lnzscore size inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(4/10).(L.Lnzscore ta_gro size) collapsed Instruments for levels equation 109 Standard Lnzscore size inf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL3.(L.Lnzscore ta_gro size) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.53 Pr > z = 0.011 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.29 Pr > z = 0.197 -Sargan test of overid restrictions: chi2(18) = 28.13 Prob > chi2 = 0.060 Prob > chi2 = 0.207 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(18) = 22.58 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(15) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 20.14 Prob > chi2 = 0.167 = 2.45 Prob > chi2 = 0.485 = 14.06 Prob > chi2 = 0.521 = 8.52 Prob > chi2 = 0.036 iv(Lnzscore size inf) Hansen test excluding group: chi2(15) Difference (null H = exogenous): chi2(3) 110 PHỤ LỤC 5: TỶ LỆ AN TOÀN VỐN NGÂN HÀNG Năm 2006 2007 2008 2009 2010 ABB ACB 0.109 BID 0.055 CTG 0.052 EAB EIB 0.160 2011 0.155 0.162 0.149 0.175 0.093 0.135 0.134 0.141 0.128 0.067 0.065 0.076 0.093 0.108 0.090 0.113 0.093 0.094 0.116 0.144 0.120 0.081 0.080 0.106 0.103 0.132 0.104 0.106 0.104 0.113 0.106 0.108 0.100 0.109 0.104 0.270 0.459 0.269 0.178 0.129 0.164 0.145 0.132 0.165 0.171 0.157 0.124 0.150 0.142 0.134 0.125 0.191 0.124 NCB 0.120 0.089 0.211 OCB 0.129 0.096 0.096 0.118 0.126 TPB 0.198 0.112 0.110 0.101 0.129 0.113 0.106 0.157 0.245 0.201 0.191 0.160 0.108 0.111 0.180 0.203 0.214 0.136 0.107 0.129 0.095 0.117 0.104 0.092 0.104 0.100 0.094 0.100 0.097 0.130 0.258 0.171 0.138 0.134 0.142 0.124 0.113 0.114 0.111 0.122 0.114 0.100 0.117 0.095 0.102 0.099 0.110 0.274 0.179 0.227 0.203 0.215 0.081 0.090 0.111 0.146 0.179 0.131 0.114 0.110 0.111 0.180 0.177 0.180 0.133 0.132 0.092 0.089 VPB 0.173 0.184 0.172 VIB TCB 0.207 0.363 VAB VCB 0.334 0.132 0.195 SCB STB 2016 0.108 MSB SHB 2015 0.100 0.142 0.326 2014 0.159 KLB NAB 2013 0.124 HDB MBB 2012 0.096 0.143 0.119 0.125 0.125 0.113 0.122 0.131 0.114 0.126 0.174 0.140 0.157 0.147 0.198 0.150 0.121 0.090 111 PHỤ LỤC 6: TỶ LỆ NỢ XẤU TRÊN TỔNG DƢ NỢ NGÂN HÀNG Năm 2006 2007 2008 2009 2010 2011 ABB ACB 0.002 BAN 2012 2013 2014 2015 2016 0.028 0.067 0.040 0.021 0.030 0.022 0.013 0.016 0.001 0.009 0.004 0.003 0.009 0.025 0.030 0.004 0.012 0.035 0.041 0.027 0.019 0.041 BID 0.096 0.048 0.040 0.030 0.027 0.030 0.029 0.024 0.020 0.017 0.020 CTG 0.014 0.016 0.018 0.006 0.007 0.008 0.015 0.010 0.011 0.009 0.007 EAB 0.008 0.004 0.025 0.013 0.016 0.017 0.039 0.040 EIB 0.008 0.009 0.047 0.018 0.014 0.016 0.013 0.020 0.025 0.019 0.029 0.003 0.019 0.011 0.008 0.021 0.024 0.035 0.020 0.016 0.015 0.012 0.011 0.028 0.029 0.025 0.020 0.011 0.011 0.017 0.014 0.016 0.019 0.025 0.027 0.016 0.013 0.027 0.026 0.027 0.052 0.034 0.022 0.029 0.056 0.061 0.025 0.021 0.022 0.028 0.025 0.015 0.015 0.009 NSB 0.006 0.057 0.023 0.022 0.007 OCB 0.030 0.025 0.027 0.039 0.023 HDB KLB MBB 0.011 0.019 MSB NCB NAB 0.025 0.016 0.016 OEB PGB PVB 0.016 0.011 0.016 0.017 0.021 0.035 0.030 0.014 0.012 0.014 0.022 0.084 0.030 0.025 0.028 0.023 0.021 0.010 0.013 0.073 0.044 0.072 0.016 0.005 0.003 SCB 0.008 SHB 0.014 0.005 0.019 0.028 0.014 0.022 0.088 0.041 0.020 0.017 0.014 STB 0.007 0.002 0.006 0.006 0.005 0.006 0.020 0.015 0.012 0.058 0.069 0.013 0.025 0.019 0.021 0.023 0.023 0.023 0.025 0.029 0.020 0.024 0.027 0.023 0.018 0.015 0.027 0.028 0.025 0.021 0.026 VAB VCB 0.046 VIB VPB TCB TPB 0.024 0.025 0.012 0.018 0.027 0.028 0.025 0.027 0.029 0.023 0.028 0.027 0.037 0.024 0.017 0.016 0.061 0.037 0.020 0.010 0.007 0.007 112 PHỤ LỤC 7: HỆ SỐ RỦI RO PHÁ SẢN NGÂN HÀNG Năm ABB ACB BAN BID CTG EAB EIB HDB KLB MBB MSB NCB NAB NSB OCB OEB PGB PVB SCB SHB STB VAB VCB VIB VPB TCB TPB 2006 2007 2008 2009 2010 2011 4.67 6.10 52.54 4.99 7.07 16.31 23.47 8.73 7.45 32.62 4.40 6.52 10.82 27.43 12.29 16.90 12.05 19.95 77.01 16.81 14.03 27.45 56.42 30.72 51.36 31.49 19.14 96.19 21.98 18.43 32.17 40.60 25.56 88.57 30.98 21.74 29.31 83.02 3.81 17.29 4.36 5.12 6.79 7.50 6.11 15.42 5.78 5.47 9.71 12.88 8.05 10.97 5.32 10.91 13.41 15.49 6.58 6.87 40.23 5.94 6.17 4.95 16.48 14.88 19.58 32.90 47.96 39.81 17.06 14.69 26.54 30.44 17.69 16.67 50.35 15.26 10.87 6.11 12.57 22.94 33.82 42.87 26.98 56.97 56.62 28.94 31.37 32.67 19.15 31.02 32.35 47.79 23.15 26.30 33.91 24.57 5.84 5.78 8.11 2012 22.57 10.68 33.62 11.89 15.04 18.06 18.49 21.31 37.97 17.59 15.13 26.50 35.95 19.49 23.58 13.55 33.74 33.16 14.16 21.75 18.25 34.49 21.44 26.43 14.76 14.21 33.03 2013 24.16 16.41 32.07 14.75 23.41 18.19 19.05 26.78 40.04 20.68 18.95 26.70 31.99 17.60 27.34 14.58 31.07 2014 23.58 19.50 2015 23.97 19.48 2016 23.78 15.12 16.28 24.92 17.44 23.06 11.60 16.30 20.63 25.46 40.25 26.09 22.93 24.70 26.93 20.68 31.11 24.86 26.15 39.27 32.76 35.37 20.37 26.65 23.93 26.91 23.19 18.08 26.71 26.40 34.64 36.35 16.82 18.19 25.98 28.75 22.35 23.90 16.49 18.17 36.51 15.86 18.23 29.19 29.74 23.23 28.96 18.19 24.27 28.88 14.87 17.33 25.35 27.76 21.69 29.75 23.75 26.27 22.56 19.35 13.79 15.26 28.75 16.07 21.07 21.36 22.75 14.67