Ảnh hưởng của thu nhập phi truyền thống đến khả năng sinh lời và rủi ro của các ngân hàng ở việt nam trong giai đoạn 2005 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP HCM - NGUYỄN ĐẶNG HỒNG ANH ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005-2013 LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành : Kế toán Mã số ngành: 60340301 TP HỒ CHÍ MINH, tháng 04 năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP HCM - NGUYỄN ĐẶNG HỒNG ANH ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005-2013 LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành : Kế toán Mã số ngành: 60340301 CÁN BỘ HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS Hà Văn Dũng TP HỒ CHÍ MINH, tháng 04 năm 2016 CƠNG TRÌNH ĐƯỢC HỒN THÀNH TẠI TRƯỜNG ĐẠI HỌC CƠNG NGHỆ TP HCM Cán hướng dẫn khoa học : TS Hà Văn Dũng Luận văn Thạc sĩ bảo vệ Trường Đại học Công nghệ TP HCM ngày tháng năm Thành phần Hội đồng đánh giá Luận văn Thạc sĩ gồm: (Ghi rõ họ, tên, học hàm, học vị Hội đồng chấm bảo vệ Luận văn Thạc sĩ) T T P G T S P G T S T S C h P bi P bi Ủ v Xác nhận Chủ tịch Hội đồng đánh giá Luận sau Luận văn sửa chữa (nếu có) Chủ tịch Hội đồng đánh giá LV TRƯỜNG ĐH CƠNG NGHỆ TP HCM PHỊNG QLKH – ĐTSĐH CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM Độc lập – Tự – Hạnh phúc TP HCM, ngày … tháng… năm 20 … NHIỆM VỤ LUẬN VĂN THẠC SĨ Họ tên học viên : Nguyễn Đặng Hồng Anh Giới tính : Nữ Ngày, tháng, năm sinh : 31/10/1990 Nơi sinh : TP HCM Chuyên ngành : Kế toán MSHV : 1441850001 I- Tên đề tài: ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005 - 2013 II- Nhiệm vụ nội dung: - Hệ thống hóa sở lý thuyết nghiên cứu trước liên quan đến thu nhập phi truyền thống yếu tố ảnh hưởng đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng - Thu thập, phân tích liệu để thực nghiên cứu đưa nhận định, đề xuất ảnh hưởng thu nhập phi truyền thống đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2005-2013 III- Ngày giao nhiệm vụ : IV- Ngày hoàn thành nhiệm vụ : V- Cán hướng dẫn CÁN BỘ HƯỚNG DẪN TS Hà Văn Dũng : TS Hà Văn Dũng KHOA QUẢN LÝ CHUYÊN NGÀNH i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn “ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005 – 2013” cơng trình nghiên cứu riêng Nội dung Luận văn đúc kết từ trình học tập kết nghiên cứu thực tiễn thời gian qua hướng dẫn khoa học TS Hà Văn Dũng Các số liệu, kết nêu Luận văn trung thực chưa cơng bố cơng trình khác Tôi xin cam đoan giúp đỡ cho việc thực Luận văn cảm ơn tài liệu, trích dẫn Luận văn rõ nguồn gốc Học viên thực Luận văn (Ký ghi rõ họ tên) Nguyễn Đặng Hồng Anh ii LỜI CÁM ƠN Tôi chân thành cảm ơn Ban Giám Hiệu Phòng Quản Lý Khoa Học Đào Tạo Sau Đại Học Trường Đại Học Cơng Nghệ Thành Phố Hồ Chí Minh tạo điều kiện thuận lợi cho Tôi học tập nghiên cứu suốt thời gian qua Tôi chân thành cảm ơn Quý Thầy, Cô Trường Đại Học Công Nghệ Thành Phố Hồ Chí Minh nhiệt tình giảng dạy vả hướng dẫn cho Tơi suốt q trình tham gia học tập trường Tôi chân thành cảm ơn TS Hà Văn Dũng tận tình hướng dẫn, góp ý cho Tơi suốt q trình thực Luận văn Xin trân trọng cảm ơn! Học viên thực Luận văn (Ký ghi rõ họ tên) Nguyễn Đặng Hồng Anh TÓM TẮT Để hiểu rõ tác động thu nhập phi truyền thống đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Việt Nam nhằm cung cấp chứng thực nghiệm cho nhà quản lý doanh nghiệp, giám đốc tài … để định xác điều vơ quan trọng Chính vậy, nghiên cứu tiến hành xem xét mối quan hệ thu nhập phi truyền thống với khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Ngồi ra, nghiên cứu tìm hiểu thêm số yếu tố tác động đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Các yếu tố bao gồm quy mô Ngân hàng, tỷ lệ thu nhập lãi cận biên, dư nợ cho vay tổng tài sản, vốn chủ sở hữu tổng tài sản, tỷ lệ chi phí hoạt động thu nhập, tăng trưởng kinh tế 40 Ngân hàng giai đoạn 2005-2013 Nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng cho liệu bảng gồm Pooling OLS, FEM REM Kết nghiên cứu có thấy yếu tố đề cập có ảnh hưởng đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng ABSTRACT To understand the impact of non-interest income to profitability and risk of commercial banks in VietNam and to provide experimental evidence for enterprise management, the CFO for making accurate decisions are extremely important Therefore, this study conducts an investigation into the relationship between noninterest income and profitability and risk of VietNam’s commercial banks Moreover, this study also investigates the affect of other factors to banks’s profitability and risk These factors include bank size, net interest margin, debt, GDP, assets of 40 banks in the period from 2005 to 2013 This study uses methods of panel data estimation including Pools, FEM (Fixed effects model) and REM (Random effects model) Research result shows that all the factors above affect banks’s profitability and risk MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CÁM ƠN ii TÓM TẮT iii ABSTRACT iv MỤC LỤC .v DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT viii DANH MỤC CÁC HÌNH ix DANH MỤC CÁC BẢNG x CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN .1 1.1 Lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu: .3 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đề tài .3 1.7 Cấu trúc đề tài CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Tổng quan Ngân hàng 2.1.2 Chức Ngân hàng 2.1.2.1 Chức trung gian tài chính: 2.1.2.2 Chức trung gian toán: 2.1.2.3 Chức tạo tiền: 2.1.3 Các nghiệp vụ chủ yếu Ngân hàng .7 2.1.3.1 Nghiệp vụ nội bảng: 2.1.3.2 Nghiệp vụ ngoại bảng: .10 2.2 Khung phân tích ảnh hưởng thu nhập phi truyền thống đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng 12 2.2.1 Thu nhập phi truyền thống 12 2.2.2 Khả sinh lời Ngân hàng 13 2.2.3 Rủi ro Ngân hàng 16 2.3 Các nghiên cứu trước 18 TÓM TẮT CHƯƠNG 31 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 32 3.1 Quy trình thực nghiên cứu 32 3.2 Mô tả mẫu nghiên cứu 32 3.3 Phương pháp nghiên cứu 33 3.3.1 Trình bày thống kê mô tả liệu 33 3.3.2 Khảo sát cặp tương quan biến độc lập 33 3.3.3 Phân tích mơ hình hồi quy liệu bảng .33 3.3.4 Kiểm định Hausman 33 3.3.5 Kiểm định tượng đa cộng tuyến 34 3.4 Mơ hình nghiên cứu đề xuất 34 3.5 Mô tả biến mô hình 35 TÓM TẮT CHƯƠNG 38 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Thực trạng hoạt động Ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2005 – 2013 39 4.1.1 Tăng trưởng tín dụng huy động vốn 40 4.1.2 Thị phần huy động vốn 42 4.1.3 Thị phần tín dụng 43 4.1.4 Tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ hệ thống Ngân hàng 44 4.1.5 Lợi nhuận sau thuế 45 4.1.6 Vốn điều lệ .46 4.1.7 Suất sinh lời vốn chủ sở hữu ROE 48 4.1.8 Suất sinh lời tài sản ROA 49 4.1.9 Tăng trưởng GDP 49 4.2 Phân tích thống kê mô tả .50 4.3 Phân tích tương quan 52 Mơ hình hồi quy theo biến ROE Mơ hình Pooling OLS Sou S rc d Mode l R-squared = R Adj R-squared = Root MSE = Tota l roe Std Err lns- - iz ni 08 m lt - - a et - - a ci r gd 60 p lnno0 n _con -0 - s Number of obs = 246 F( 7, 238) = Prob > F = 25.36 0.0000 42 41 04 54 Coef t - 00695 2.649 - 826 1.618 - 2- 672 - 16.525 1.139 598 158.4 479 01755 - 0-.0133 205 Mơ hình REM Random-effects GLS regression Group variable: code Number of obs Number of groups = = 246 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.2 cor r(u = ro e (as Coe f 0 2 within = 0.1421 between = 0.6197 overall = 0.4149 Wal = chi2(7 Pro = chi Kiểm định LM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[code,t] = Xb + u[code] + e[code,t] Estimated results: Kiểm định LM Var roe Test: e u Var(u) = sd = sqrt(Var) 0034991 0591529 0015369 0004886 0392029 0221033 c hibar2(01 ) = 19.22 Prob > chibar2 = 0.0000 M hình FEM Fix edGro up Numb = e Numb = e R- = sq:betw 15 = ee 49 over = al 34 cor = r(u ro e 26 4 Ob pe gr mi = s r ou av n = g ma = x F(7,199 = Pro = Coe f 0 5 F test that all u_i=0: F(39, 199) = 3.09 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Hausman Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b sqrt(diag (B fi b(V xe nd -_b ln ni si m lt a et a ci r gd p lnno9 n 10 01 00 14 67 50 38 14 00 b = und ob er B ta = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.14 Prob>chi2 = 0.0005 (V_b-V_B is not positive definite) Tự tương quan phần dư Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 36 1, Pro) b > 10 Kiểm định phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 36795.99 0.0000 Phụ lục Mơ hình hồi quy theo biến SDROA Mơ hình Pooling OLS So ur Mod e R-squared = R Adj R-squared = MSE = TotRoot a sdroa Std Err ln ni si m lt - a et a ci r gd p lnn o _co n Number of obs = F( 7, 238) = Prob > F = S d 13 60 05 20 13 00 02 04 00 00 71 00 00 00 00 09 Coef t 48 47 02 34 - -.0044 724 1.713 914 - 14 96146 12.59 083 1.041 2 634 74.75 701 -0 01260 10667 Mơ hình REM Ran dom Gro Numbe = o Numbe = up o R- = sq:betw 36 = ee 31 over = al 34 cor r(u = (a sdroCoe a f lns 0 Ob pe gr mi = s r ou n av = g ma = x Wal = chi2(6 Pro = chi 246 32.53 0.0000 Kiểm định LM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects sdroa[code,t] = Xb + u[code] + e[code,t] Estimated results: Kiểm định LM Test: Var sdroa e u Var(u) = sd = sqrt(Var) 0010985 0004552 0001947 0331438 0213358 0139518 c hibar2(01 ) = Prob > chibar2 = 34.75 0.0000 Mơ hình FEM Fix edGro up Numb = e Numb = e R- = sq:betw 38 = ee 13 over = al 25 cor = r(u Ob pe gr mi = s r ou n av = g ma = x F(6,229 = Pro = 03 sdroCoe a f lns 0 2 F test that all u_i=0: F(39, 229) = 4.50 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Hausman hausman fixed random Coefficients sqrt(di b a - g lns - n iz i 00 l t e t c i g d 06 83 001 041 259 327 177 6.27 18 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 41.89 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định đa cộng tuyến Collinearity Diagnostics Var iab S R V Q V T S I I o q lnsize 2.02 1.42 0.4938 0.5062 nim 1.20 1.10 0.830 0.1692 lta eta 1.14 1.71 1.07 1.31 0.8748 0.5857 0.1252 0.4143 cir gdp 1.04 1.30 1.02 1.14 0.9633 0.7676 0.0367 0.2324 - Mean VIF 1.40 Cond Eigenval Index 5.0552 1.0000 0.9893 2.2604 0.5302 3.0878 0.2645 4.3721 0.1334 6.1564 0.0256 14.0543 0.0019 51.9155 Condition Number 51.9155 Eigenvalues & Cond Index computed from Det(correlation matrix) 0.3712 scaled raw sscp (w/ intercept) Kiểm định phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 5.1e+30 0.9650 Kiểm định tự tương quan phần dư xtserial sdroa lnsize nim lta eta cir gdp Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 38) = 1.375 Prob > F = 0.2482 Phụ lục Mơ hình hồi quy theo biến SDROE Mơ hình Pooling OLS Sou S rc d Mode l R-squared = R 1R-squared = Adj Root = Tota MSE l 40 39 04 17 Coef t sdroe Std Err lns n iz i l t e t c - 1 01 - - 00783 2.385 086 - 3.496 i g d _con7 s 14 15319 141.3 342 2051 - 617 14.03 241 M hình REM Ra nd Gro up Numbe of = ob Numbe of = gr R- = Ob pe gr mi = sq:betw s r ou n = 30 av = ee g over = 47 ma = al 39 x cor r(u = (a sdroCoe e f lns 0 2 Wal = chi2(6 Pro = chi Number of obs = 275 F( 6, 268) = Prob > F = 30.28 0.0000 Kiểm định LM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects sdroe[code,t] = Xb + u[code] + e[code,t] Estimated results: Var Test: sdroe e u Var(u) = sd = sqrt(Var) 0028593 0013695 0004505 c hibar2(01 ) = Prob > chibar2 = 0534721 0370061 0212262 18.85 0.0000 Mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: code Number of obs Number of groups = = 275 40 ROb sq: betw group a ee v over m al a corr(u_i, Xb) F(6 ,22 Pro b > = 0.1075 = = 07 sdr Coe o f lnsiz e ni m lt a et a 0 8 F test that all u_i=0: more F(39, 229) = 2.87 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Hausman Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (6); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b sqrt(diag (B fi b(V xe nd -_b ln ni si m lt a et a ci r gd p 86 - 18 02 36 3 b = und obt er ain Test: B = inconsistent Ho: difference chi2(5) = Pro b>c under Ha, efficient in coefficients under Ho; obtained not systematic = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 00 Kiểm định đa cộng tuyến Collinearity Diagnostics S R Q To Var V V S iab I I le q lnsize 2.02 1.42 0.4938 0.5062 nim 1.20 1.10 0.8308 0.1692 lta 1.14 1.07 0.8748 0.1252 eta 1.71 1.31 0.5857 0.4143 cir 1.04 1.02 0.9633 0.0367 gdp 1.30 1.14 0.7676 0.2324 - Mean VIF 1.40 Cond Eigenval Index 5.0552 0.9893 1.0000 2.2604 0.5302 0.2645 3.0878 4.3721 0.1334 0.0256 6.1564 14.0543 0.0019 51.9155 Condition Number 51.9155 Eigenvalues & Cond Index computed from Det(correlation matrix) 0.3712 scaled raw sscp (w/ intercept) from xtreg Kiểm định tự tương quan phần dư Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 38 1, Pr ) ob Breusch and Pagan Lagrangian sdroe[code,t] multiplier test for random effects = Xb + u[code] + e[code,t] Estimated results: Var s ed u sd = sqrt(Var) Test: Var(u) = = 18.85 Prob > chibar2 = chibar2(01 ) 0.0000 ... Tên đề tài: ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005 - 2013 II- Nhiệm vụ nội dung: - Hệ thống hóa sở lý thuyết nghiên... động đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Việt Nam? • Mức độ thu nhập phi truyền thống yếu tố ảnh hưởng đến khả sinh lời rủi ro Ngân hàng Việt Nam? • Biện pháp để quản lý rủi ro nâng cao khả sinh lời. .. CHUYÊN NGÀNH i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn ẢNH HƯỞNG CỦA THU NHẬP PHI TRUYỀN THỐNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI VÀ RỦI RO CỦA CÁC NGÂN HÀNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2005 – 2013 cơng trình