Tác động của tăng trưởng tín dụng đến nợ xấu, trường hợp các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HỒ THỊ KIM YẾN TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG ĐẾN NỢ XẤU, TRƯỜNG HỢP CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HỒ THỊ KIM YẾN TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG ĐẾN NỢ XẤU, TRƯỜNG HỢP CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học tơi nghiên cứu hướng dẫn PGS TS Nguyễn Ngọc Định Các số liệu sử dụng phân tích luận văn có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng, cơng bố theo quy định Các kết nghiên cứu luận văn tơi tự tìm hiểu, phân tích cách trung thực, khách quan phù hợp với thực tiễn Việt Nam Các kết chưa công bố nghiên cứu khác Tác giả luận văn Hồ Thị Kim Yến MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU 1.1 Tính cấp thiết lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Bố cục luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỚC ĐÂY 2.1 Tổng quan lý thuyết nợ xấu tăng trưởng TDNH 2.1.2 Nợ xấu 2.1.2 Tín dụng ngân hàng tăng trưởng TDNH 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước 10 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 18 3.1 Mô hình nghiên cứu 18 3.1.1 Mơ hình hồi quy bình phương nhỏ (OLS) 18 3.1.2 Mơ hình hồi quy liệu bảng động GMM 20 3.2 Mô tả biến 22 3.2.1 Biến phụ thuộc 22 3.2.2 Biến kiểm tra tính vững 23 3.2.3 Biến giải thích 23 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 27 CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM VÀ KẾT QUẢ 28 4.1 Thống kê mô tả hệ số tương quan 28 4.2 Kết thực nghiệm 31 4.2.1 Tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu: Hồi quy với OLS 31 4.2.2 Tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu: Hồi quy với GMM 35 4.2.3 Kiểm tra tính vững bổ sung cho hiệu tăng trưởng tín dụng nợ xấu ngân hàng 39 4.3 Ảnh hưởng nợ xấu đến ROA 41 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 44 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT OLS GMM NHTM Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ Phương pháp hồi quy ước lượng liệu bảng động Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng Nhà Nước WB Ngân hàng giới VAMC Công ty quản lý tài sản Việt Nam SBV Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam ECB Ngân hàng Trung ương Châu Âu TDNH Tín dụng ngân hàng DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 4.1: Cung cấp số liệu thống kê tóm tắt cho biến Bảng 4.2: Trình bày hệ số tương quan Bảng 4.3: Trình bày kết hồi quy OLS tỷ lệ nợ xấu tài sản NPLTA Bảng 4.4: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng NPLTL làm biến phụ thuộc Bảng 4.5: Trình bày kết GMM sử dụng NPLTA làm biến phụ thuộc Bảng 4.6: Trình bày kết GMM sử dụng NPLTL làm biến phụ thuộc Bảng 4.7: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng LLRTA làm biến phụ thuộc Bảng 4.8: Trình bày tác động Tỷ lệ nợ xấu lên lợi nhuận ngân hàng CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU 1.1 Tính cấp thiết lý chọn đề tài Bất kỳ quốc gia có kinh tế phát triển, phát triển, chí chưa phát triển hoạt động ngân hàng có tác dụng to lớn đến hiệu kinh tế, ngân hàng xem giống huyết mạch kinh tế Còn nợ xấu lại cục máu đơng dòng huyết mạch Nợ xấu vấn đề tồn đọng lâu Việt Nam trở ngại cho phát triển ngân hàng Việt Nam Các nghiên cứu trước cho thấy nợ xấu vấn đề cần phải quan tâm tương lai ngân hàng Nghiên cứu Demirguc – Kunt (1989) , Bar cộng (1994) cho kết luận trước dẫn tới phá sản ngân hàng thường có mức độ nợ xấu cao Đặc biệt kinh tế khủng hoảng xảy thúc đẩy tỷ lệ nợ xấu nước giới có tỷ lệ nợ xấu lên cao nằm vào khoảng 15%-20% Theo cơng bố trang mạng thức World Bank, tỷ lệ nợ xấu trung bình quốc gia giới sau khủng hoảng có tỷ lệ nợ xấu giao dộng từ 3%-4% Riêng Việt Nam ảnh hưởng tiêu cực kinh tế giới khu vực, tình hình kinh tế nước gặp nhiều khó khăn, tăng trưởng chậm lại, lạm phát cao, đến cuối năm 2011 nợ xấu bất đầu lộ diện có chiều hướng tăng nhanh, lên đến 4.08% vào năm 20121 Trước tình hình NHNN xây dựng trình Thủ tướng Chính phủ phê duyệt đề án cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn năm 2011-2015, việc xác định xử lý nợ xấu nội dung quan trọng đề án Trước miễn nhiễm khủng hoảng tài tồn cầu nhà hoạch định sách Việt Nam nổ lực công cải cách ngân hàng Một phần nổ lực đời VAMC2 – Công ty Nguồn: http://tapchitaichinh.vn/nghien-cuu trao-doi/trao-doi-binh-luan/buc-tranh-no-xau-giai-doan-20112013-39689.html Để tìm hiểu thêm VAMC đọc tại: https://sbvamc.vn/ quản lý tài sản đời nhằm mục đích mua lại nợ xấu tổ chức tín dụng Việt Nam Tuy nhiên vấn đề đặt nợ xấu NHTM VAMC mua lại xử lý với số nợ mua lại Qua phân tích nêu nhận thấy vai trò khó khăn vấn đề xử lý nợ xấu hệ thống ngân hàng, qua ta thấy nợ xấu tác động tới sức khỏe kinh tế, tới hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp Dẫu nợ xấu nợ xấu khơng có ngân hàng khơng có nợ xấu, vấn đề cần quan tâm mức độ tốc độ gia tăng nợ xấu, nguồn gốc nợ xấu cần nhận diện rõ ràng có biện pháp can thiệp kịp thời Xử lý nợ xấu việc đối phó với số nợ xấu tích lũy thời điểm mà quan trọng hình thành sách quản trị xử lý nợ xấu hiệu tương lai Bên cạnh việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thực tăng trưởng tín dụng, đặc biệt thời kỳ kinh tế khủng hoảng để phục hồi lại kinh tế bắc buộc phải tăng trưởng tín dụng Tuy nhiên theo ông Sebastian EcKardt – chuyên gia kinh tế trưởng, quyền Giám đốc Quốc gia Ngân hàng giới (WB) Việt Nam cho tín dụng tăng nhanh làm tăng quan ngại chất lượng tài sản rủi ro liên quan đến nợ xấu tích lũy năm qua chưa giải để Việt Nam cần tăng trưởng thận trọng hơn, đạt mức 15% hợp lý3 Nghiên cứu Bar cộng (1994), Berger Udell (1994), Shrieves Pahl (2003) có điều tra mối quan hệ tăng trưởng tín dụng nợ xấu ngân hàng, liệu có phải nguyên nguyên nhân làm gia tăng nợ xấu Một số nghiên cứu Việt Nam nhân tố tác động đến nợ xấu NHTM Lê Minh Nhật (2015) phân tích thực nghiệm Nguồn: http://thoibaotaichinhvietnam.vn/pages/tien-te-bao-hiem/2017-07-28/than-trong-voi-tang-truongtin-dung-45963.aspx 3 tác động đến nợ xấu, Nguyễn Thành Nam (2017) tìm ngưỡng nợ xấu khả chấp nhận rủi ro ngân hàng Đỗ Quỳnh Anh, Nguyễn Đức Hùng (2013) nhận thấy yếu tố vĩ mô đặc điểm ngân hàng nguyên tác động đến nợ xấu Thời gian qua nợ xấu ngân hàng vấn đề nhức nhối kinh tế nói chung NHTM nói riêng, tỷ lệ nợ xấu cao cho phép ngân hàng tăng trưởng tín dụng nợ, điều gián tiếp ảnh hưởng đến việc thực tiêu kinh tế vĩ mô phủ đặt Nhiệm vụ xử lý nợ ln yêu cầu quan trọng trình tái cấu ngành ngân hàng, tạo tiền đề cho lớn mạnh NHTM Việt Nam, từ mà kinh tế tham gia hội nhập sâu rộng với kinh tế giới Chính mà tác giả nghiên cứu tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu qua thời gian liệu có thay đổi khủng hoảng kinh tế xảy để từ xử lý việc quan ngại gia tăng tác động bất lợi tăng trưởng tín dụng cao dẫn đến chất lượng cho vay để từ NHNN có ban hành, quy định chặc chẽ an toàn hoạt động cho vay 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu kiểm tra thực nghiệm mối quan hệ tăng trưởng tín dụng nợ xấu có thay đổi theo thời gian thời kỳ khủng hoảng kinh tế xảy NHTM Việt Nam Đồng thời xem xét tăng trưởng tín dụng nợ xấu có ảnh hưởng đến lợi nhuận 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Để tìm câu trả lời cho mục tiêu trên, luận văn kiểm tra thực nghiệm phân tích để trả lời câu hỏi sau: - Tác động tăng trưởng tín dụng đến nợ xấu theo chiều hướng nào? - Chiều hướng có thay đổi theo thời gian? - Lợi nhuận có bị tác động tăng trưởng tín dụng nợ xấu NHTM Việt Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 24 F(10, 25) = 89.18 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 nplta Coef [95% Conf Interval] nplta L1 L2 .3441708 0239974 0760414 0427957 4.53 0.56 0.000 0.580 1875606 -.0641419 500781 1121367 lnta L1 .3339028 0726152 4.60 0.000 1843489 4834567 ceta L1 -.0083202 0115116 -0.72 0.477 -.0320288 0153883 roa L1 .2109305 0861946 2.45 0.022 0334095 3884515 liq L1 .0035326 0038828 0.91 0.372 -.0044643 0115295 depta L1 -.0203304 0051348 -3.96 0.001 -.0309057 -.0097552 brd L1 -.0125773 0029422 -4.27 0.000 -.0186368 -.0065178 sdroa L1 .1194385 108757 1.10 0.283 -.1045507 3434277 bcg L1 1.334663 3080959 4.33 0.000 7001272 1.969198 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.nplta L3.nplta L2.bcg) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.082 0.799 Prob > chi2 = 0.968 Prob > chi2 = 0.789 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(7) = 4.33 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 5.30 Prob > chi2 = 0.741 0.624 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 5.93 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 9.63 weakened by many instruments.) -1.74 0.26 Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 25 F(11, 25) = 424.26 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 nplta Coef [95% Conf Interval] nplta L1 L2 .6062465 -.0286708 0717804 0278672 8.45 -1.03 0.000 0.313 458412 -.0860645 754081 0287229 lnta L1 .2494358 0904556 2.76 0.011 0631389 4357327 ceta L1 -.0074542 0084801 -0.88 0.388 -.0249193 010011 roa L1 .1501498 1096119 1.37 0.183 -.0756001 3758997 liq L1 -.0050494 004688 -1.08 0.292 -.0147045 0046058 depta L1 -.0191825 003146 -6.10 0.000 -.0256618 -.0127032 brd L1 -.0135241 0029375 -4.60 0.000 -.0195741 -.0074741 sdroa L1 -.0230778 0678968 -0.34 0.737 -.1629138 1167583 bcg L1 2.512848 9964837 2.52 0.018 4605513 4.565144 bcggfc L1 -2.252342 1.031419 -2.18 0.039 -4.37659 -.1280939 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.nplta L3.nplta L2.bcg) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.073 0.406 Prob > chi2 = 0.952 Prob > chi2 = 0.778 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) Hansen test excluding group: chi2(6) = 2.07 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 7.71 Prob > chi2 = 0.913 0.462 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 6.52 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 9.78 weakened by many instruments.) -1.80 0.83 PHỤ LỤC F: HỒI QUY GMM SỬ DỤNG NPLTL LÀM BIẾN PHỤ THUỘC Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 18 F(9, 25) = 25.38 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 npltl Coef [95% Conf Interval] npltl L1 L2 .6240397 -.2551089 0812389 0717649 7.68 -3.55 0.000 0.002 4567251 -.4029116 7913544 -.1073063 lnta L1 -.0182793 2057621 -0.09 0.930 -.4420543 4054956 ceta L1 -.005679 0178937 -0.32 0.754 -.0425318 0311738 roa L1 .5520291 2322216 2.38 0.025 0737598 1.030298 liq L1 -.0050564 0133482 -0.38 0.708 -.0325475 0224347 depta L1 -.0231021 0087158 -2.65 0.014 -.0410526 -.0051517 brd L1 -.0096791 0046659 -2.07 0.048 -.0192887 -.0000695 sdroa L1 -.654649 2696874 -2.43 0.023 -1.210081 -.0992175 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.017 0.758 Prob > chi2 = 0.286 Prob > chi2 = 0.252 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(2) = 1.05 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 10.30 Prob > chi2 = 0.591 0.172 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(9) = 10.86 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 11.35 weakened by many instruments.) -2.38 0.31 Mơ hình Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 24 F(10, 25) = 154.29 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 npltl Coef [95% Conf Interval] npltl L1 L2 .3842604 -.0530855 0589361 0562219 6.52 -0.94 0.000 0.354 2628792 -.1688767 5056416 0627057 lnta L1 .3026717 1260645 2.40 0.024 0430371 5623064 ceta L1 -.0462325 0167625 -2.76 0.011 -.0807554 -.0117096 roa L1 .5446277 1068915 5.10 0.000 3244805 7647749 liq L1 .0353193 0081854 4.31 0.000 0184611 0521775 depta L1 -.039228 0111092 -3.53 0.002 -.062108 -.0163481 brd L1 -.0023828 0055399 -0.43 0.671 -.0137924 0090268 sdroa L1 -.4889639 2810246 -1.74 0.094 -1.067745 089817 bcg L1 3.514586 6170102 5.70 0.000 2.24383 4.785343 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl L2.bcg) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.033 0.150 Prob > chi2 = 0.761 Prob > chi2 = 0.724 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta) Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.63 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 3.88 Prob > chi2 = 0.468 0.794 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 10.02 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 10.51 weakened by many instruments.) -2.13 -1.44 Mô hình 3: Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: bank1 Time variable : year Number of instruments = 25 F(11, 25) = 221.40 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 199 25 7.96 npltl Coef [95% Conf Interval] npltl L1 L2 .6516732 -.1335474 0480373 0469787 13.57 -2.84 0.000 0.009 5527385 -.2303018 7506079 -.0367929 lnta L1 -.1313772 1376564 -0.95 0.349 -.4148859 1521315 ceta L1 -.0240188 0208481 -1.15 0.260 -.0669562 0189186 roa L1 .4218029 1948476 2.16 0.040 0205067 8230991 liq L1 .0170701 0065336 2.61 0.015 003614 0305262 depta L1 -.0220922 0092616 -2.39 0.025 -.0411668 -.0030177 brd L1 -.0012472 0037922 -0.33 0.745 -.0090575 006563 sdroa L1 -.5854223 2443227 -2.40 0.024 -1.088614 -.0822303 bcg L1 5.021304 1.031114 4.87 0.000 2.897685 7.144922 bcggfc L1 -4.442826 1.023623 -4.34 0.000 -6.551016 -2.334636 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(L2.npltl L3.npltl L2.bcg) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.016 0.806 Prob > chi2 = 0.279 Prob > chi2 = 0.640 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.roa L.lnta L.ceta L.liq L.brd L.sdroa L.depta L.bcggfc) Hansen test excluding group: chi2(6) = 5.90 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 5.68 Prob > chi2 = 0.435 0.683 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 16.59 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 11.57 weakened by many instruments.) -2.42 -0.25 PHỤ LỤC G: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng LLRTA làm biến phụ thuộc Mơ hình 1: Random-effects GLS regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.0695 between = 0.3019 overall = 0.1867 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) llrta Coef lnta L1 = = 27.33 0.0003 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 070199 0308573 2.27 0.023 0097198 1306783 liq L1 -.0045439 0024111 -1.88 0.059 -.0092696 0001818 ceta L1 -.0072369 0060883 -1.19 0.235 -.0191698 004696 roa L1 .0706448 0384935 1.84 0.066 -.0048011 1460906 depta L1 .0032612 0020823 1.57 0.117 -.00082 0073425 brd L1 -.0024798 0014573 -1.70 0.089 -.0053361 0003764 sdroa L1 .1491615 0736944 2.02 0.043 0047231 2935998 _cons -.6144378 5905016 -1.04 0.298 -1.7718 542924 sigma_u sigma_e rho 21123465 29760782 33500949 (fraction of variance due to u_i) Mơ hình 2: Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.0910 between = 0.0070 overall = 0.0253 corr(u_i, Xb) F(7,217) Prob > F = -0.3193 t P>|t| 3.10 0.0039 llrta Coef lnta L1 -.0054386 0438761 -0.12 0.901 -.0919164 0810392 liq L1 -.0108102 0033589 -3.22 0.001 -.0174304 -.00419 ceta L1 -.0123241 0065927 -1.87 0.063 -.0253181 0006699 roa L1 .0640209 0397018 1.61 0.108 -.0142296 1422713 depta L1 .0006317 0023028 0.27 0.784 -.0039071 0051705 brd L1 -.0025213 0014778 -1.71 0.089 -.0054341 0003914 sdroa L1 .1452742 0728599 1.99 0.047 0016706 2888778 _cons 1.097588 8724604 1.26 0.210 -.6219933 2.817169 sigma_u sigma_e rho 33307096 29760782 55605288 F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 217) = 7.23 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 3: Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.1542 between = 0.0009 overall = 0.0271 corr(u_i, Xb) F(8,216) Prob > F = -0.3238 = = 4.92 0.0000 llrta Coef lnta L1 -.01806 0398631 -0.45 0.651 -.0966303 0605104 liq L1 -.0114508 0030182 -3.79 0.000 -.0173996 -.0055019 ceta L1 -.0107721 0058977 -1.83 0.069 -.0223966 0008523 roa L1 .0805169 0356303 2.26 0.025 0102893 1507446 depta L1 .0016102 0020641 0.78 0.436 -.0024581 0056784 brd L1 -.0025727 0013215 -1.95 0.053 -.0051774 000032 sdroa L1 .1431394 0651503 2.20 0.029 0147276 2715511 bcg L1 .3751688 1125923 3.33 0.001 1532486 5970891 _cons 1.245906 7888901 1.58 0.116 -.3090019 2.800815 sigma_u sigma_e rho 35783734 26611673 64388971 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 216) = 10.42 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 4: Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.0926 between = 0.0048 overall = 0.0235 corr(u_i, Xb) F(9,215) Prob > F = -0.3172 t P>|t| 2.44 0.0116 llrta Coef lnta L1 -.0042593 0444545 -0.10 0.924 -.0918817 0833632 liq L1 -.010489 0034169 -3.07 0.002 -.017224 -.0037541 ceta L1 -.0123388 0066183 -1.86 0.064 -.0253839 0007063 roa L1 .0649355 0399075 1.63 0.105 -.0137245 1435955 depta L1 .0003041 0024056 0.13 0.900 -.0044376 0050457 brd L1 -.0026017 0014923 -1.74 0.083 -.005543 0003396 sdroa L1 .1482657 0738613 2.01 0.046 0026807 2938506 bcg L1 .1723457 307571 0.56 0.576 -.433895 7785864 bcggfc L1 -.1284767 3247934 -0.40 0.693 -.7686636 5117102 _cons 1.086018 8790792 1.24 0.218 -.6466991 2.818735 sigma_u sigma_e rho 33359554 29872128 55498588 F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 215) = 7.12 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 5: Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 124 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1951 between = 0.3498 overall = 0.3166 corr(u_i, Xb) F(8,91) Prob > F = 0.0679 llrta Coef lnta L1 = = 2.76 0.0090 Std Err t P>|t| 1841292 0688078 2.68 0.009 047451 3208074 liq L1 -.0055859 0049773 -1.12 0.265 -.0154726 0043008 ceta L1 .0078647 0086485 0.91 0.366 -.0093145 0250439 roa L1 .0305612 0498048 0.61 0.541 -.06837 1294924 depta L1 .0045378 0032254 1.41 0.163 -.0018692 0109447 brd L1 -.0030682 001879 -1.63 0.106 -.0068005 0006642 sdroa L1 .1323823 0927393 1.43 0.157 -.0518329 3165975 bcg L1 -.0661516 1669557 -0.40 0.693 -.3977886 2654854 _cons -2.697783 1.375737 -1.96 0.053 -5.430516 0349502 sigma_u sigma_e rho 3612815 26709842 64658929 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(24, 91) = 7.74 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 Mơ hình 6: Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 100 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.0 within = 0.0919 between = 0.1392 overall = 0.0380 corr(u_i, Xb) F(8,67) Prob > F = -0.8570 = = 0.85 0.5650 llrta Coef lnta L1 -.1982841 2055814 -0.96 0.338 -.6086263 2120582 ceta L1 -.0278048 0304794 -0.91 0.365 -.088642 0330325 roa L1 .0217613 1283049 0.17 0.866 -.2343363 277859 liq L1 -.0057666 0067102 -0.86 0.393 -.0191603 0076272 depta L1 .0043611 0054135 0.81 0.423 -.0064444 0151665 brd L1 -.0039159 0029522 -1.33 0.189 -.0098085 0019767 sdroa L1 .1445629 1757098 0.82 0.414 -.2061554 4952811 bcg L1 -.2140348 269319 -0.79 0.430 -.7515978 3235282 _cons 4.433386 4.0842 1.09 0.282 -3.718711 12.58548 sigma_u sigma_e rho 36143091 22619298 71856705 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 67) = 1.88 Prob > F = 0.0230 PHỤ LỤC H: Báo cáo kết hồi quy OLS sử dụng ROA làm biến phụ thuộc Mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.2409 between = 0.0220 overall = 0.0789 corr(u_i, Xb) F(7,217) Prob > F = -0.6632 = = 9.84 0.0000 roa Coef lnta L1 -.2718822 0787969 -3.45 0.001 -.4271876 -.1165769 ceta L1 .0170147 0119038 1.43 0.154 -.0064471 0404764 liq L1 .0112536 0060565 1.86 0.065 -.0006834 0231907 depta L1 -.0024746 0039755 -0.62 0.534 -.0103101 005361 brd L1 .0020206 0025 0.81 0.420 -.0029068 0069481 sdroa L1 -.0985139 1326082 -0.74 0.458 -.3598788 1628511 nplta L1 -.0666271 0429638 -1.55 0.122 -.1513069 0180526 _cons 5.538963 1.55335 3.57 0.000 2.477378 8.600548 sigma_u sigma_e rho 56243805 53769217 52248222 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 217) = 3.85 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 249 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10.0 10 within = 0.2409 between = 0.0218 overall = 0.0788 corr(u_i, Xb) F(8,216) Prob > F = -0.6633 t P>|t| 8.57 0.0000 roa Coef lnta L1 -.2722024 0794628 -3.43 0.001 -.4288242 -.1155806 ceta L1 .0170181 0119316 1.43 0.155 -.0064992 0405354 liq L1 .0112173 0061511 1.82 0.070 -.0009066 0233413 depta L1 -.0024283 0041806 -0.58 0.562 -.0106684 0058118 brd L1 .0020295 0025175 0.81 0.421 -.0029326 0069916 sdroa L1 -.0984067 1329467 -0.74 0.460 -.3604457 1636323 nplta L1 -.0666109 0430653 -1.55 0.123 -.1514929 0182711 bcg L1 -.0085394 2335752 -0.04 0.971 -.4689179 4518391 _cons 5.542521 1.559976 3.55 0.000 2.467797 8.617245 sigma_u sigma_e rho 56256209 53893373 52144129 F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 216) = 3.83 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 224 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.2973 between = 0.0525 overall = 0.1032 corr(u_i, Xb) F(7,192) Prob > F = -0.7428 t P>|t| 11.61 0.0000 roa Coef lnta L1 -.3692926 0906691 -4.07 0.000 -.5481281 -.1904571 ceta L1 .018407 0128441 1.43 0.153 -.0069268 0437407 liq L1 .0145298 0067878 2.14 0.034 0011416 0279179 depta L1 -.0043588 0042666 -1.02 0.308 -.0127743 0040567 brd L1 .0030436 0026782 1.14 0.257 -.002239 0083261 sdroa L1 -.1604536 1334374 -1.20 0.231 -.4236452 1027379 pre_nplta L1 -.2121176 1855286 -1.14 0.254 -.5780536 1538184 _cons 7.54097 1.805472 4.18 0.000 3.979863 11.10208 sigma_u sigma_e rho 64297369 5180886 60633088 F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(24, 192) = 4.19 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = = 224 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.2978 between = 0.0521 overall = 0.1034 corr(u_i, Xb) F(8,191) Prob > F = -0.7413 roa Coef lnta L1 -.3708529 0909894 ceta L1 .0186979 liq L1 t 10.12 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] -4.08 0.000 -.550326 -.1913798 0129011 1.45 0.149 -.006749 0441447 0140067 0069691 2.01 0.046 0002604 027753 depta L1 -.0039397 0044445 -0.89 0.377 -.0127064 004827 brd L1 .003098 002689 1.15 0.251 -.002206 0084019 sdroa L1 -.1572165 1340709 -1.17 0.242 -.4216662 1072332 pre_nplta L1 -.2261292 1903093 -1.19 0.236 -.6015071 1492487 bcg L1 -.0849666 2454434 -0.35 0.730 -.5690944 3991611 _cons 7.569068 1.811444 4.18 0.000 3.996063 11.14207 sigma_u sigma_e rho 64147374 5192802 60411702 F test that all u_i=0: Std Err = = (fraction of variance due to u_i) F(24, 191) = 4.16 Prob > F = 0.0000 ... tín dụng, tín dụng chia thành: Tín dụng thương mại, tín dụng ngân hàng, tín dụng nhà nước Trong đó, tín dụng ngân hàng hình thức tín dụng chủ yếu chiếm vai trò quan trong kinh tế Tín dụng ngân hàng. .. TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HỒ THỊ KIM YẾN TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG ĐẾN NỢ XẤU, TRƯỜNG HỢP CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng. .. động Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng Nhà Nước WB Ngân hàng giới VAMC Công ty quản lý tài sản Việt Nam SBV Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam ECB Ngân hàng Trung ương Châu Âu TDNH Tín dụng ngân hàng