BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN HOÀNG NHÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA: TRƯỜNG HỢP THỰC NGHIỆM TẠI VCB, VIETINBANK, BIDV LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN HOÀNG NHÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA: TRƯỜNG HỢP THỰC NGHIỆM TẠI VCB, VIETINBANK, BIDV Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng (Cơng cụ thị trường tài chính) Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: PGS TS HỒ VIẾT TIẾN TP HỒ CHÍ MINH – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn với đề tài: Hiệu hoạt động ngân hàng sau CPH: trường hợp thực nghiệm VCB, Vietinbank, BIDV công trình nghiên cứu độc lập hướng dẫn PGS TS Hồ Viết Tiến Các thông tin cung cấp nội dung có trích dẫn kết nghiên cứu chưa công bố phương tiện thơng tin đại chúng Nếu có gian lận tơi hồn tồn chịu trách nhiệm TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT, KÝ HIỆU DANH MỤC HÌNH DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT ABSTRACT CHƯƠNG : GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: .2 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu: .2 1.5 Phương pháp nghiên cứu: 1.6 Ý nghĩa đề tài: 1.7 Kết cấu luận: CHƯƠNG : TÌNH HÌNH HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VÀ VẤN ĐỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG SAU CỔ PHẦN HÓA .4 2.1 Tình hình hoạt động NHTM: 2.1.1 Giới thiệu tổng quan ngành NH: 2.1.2 Giới thiệu NH tiến hành CPH: .4 2.1.3 Tình hình hoạt động NHTM giai đoạn 2008-2018: 2.1.4 Phát đề tài: 2.2 Vấn đề hiệu hoạt động NH sau CPH: CHƯƠNG : CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA 12 3.1 Cổ phần hóa: 12 3.1.1 Định nghĩa CPH: .12 3.1.2 Phương thức CPH: 13 3.2 Hiệu hoạt động: 14 3.3 Các nghiên cứu trước hiệu hoạt động sau CPH (TN) hóa NHTM doanh nghiệp nước: 17 CHƯƠNG : ĐÁNH GIÁ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA 20 4.1 Mô tả tiêu đánh giá: .20 4.2 Phương thức đánh giá hiệu hoạt động: 22 4.3 Kết đánh giá hiệu hoạt động: 24 4.3.1 So sánh tiêu hiệu hoạt động VCB trước sau CPH: 24 4.3.2 So sánh tiêu hiệu hoạt động Vietinbank trước sau CPH: 27 4.3.3 So sánh tiêu hiệu hoạt động BIDV lúc trước sau CPH: 29 4.3.4 So sánh tiêu tài NH CPH lúc trước sau CPH phương pháp định lượng qua phần mềm STATA: 35 4.4 Tổng kết đánh giá: 40 CHƯƠNG : MỘT SỐ ĐỀ XUẤT NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA 43 5.1 Kết nghiên cứu: .43 5.2 Giải pháp nâng cao hiệu hoạt động NH sau CPH: 43 5.3 Kiến nghị: 44 5.4 Hạn chế đề tài đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo: .45 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT, KÝ HIỆU Ký hiệu Tên đầy đủ BIDV Ngân hàng TMCP Đầu tư Phát triển Việt Nam CPH Cổ phần hóa Đvt Đơn vị tính IPO Phát hành lần đầu công chúng NH Ngân hàng NHTM Ngân hàng thương mại NN Nhà nước TN Tư nhân Trđ Triệu đồng VCB Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam Vietinbank Ngân hàng TMCP Cơng Thương Việt Nam DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Lợi nhuận ròng trung bình số NH Việt Nam giai đoạn 20082018 .6 Hình 2.2: Doanh thu trung bình số NH Việt Nam giai đoạn 20082018 Hình 2.3: Tổng tài sản trung bình số NH Việt Nam giai đoạn 20082018 .8 Hình 2.4: Tổng chi phí hoạt động trung bình số NH Việt Nam giai đoạn 2008-2018 Hình 2.5: Tỷ lệ sở hữu NN số NH Việt Nam thời điểm tháng 9/2019 Hình 4.1: Minh họa thay đổi tiêu ROA, ROE, LTA, LDR, ETA, NII, LLP, NIE, AST, ROS, LEV, LDE, NIEFF, quy mơ trung bình VCB lúc trước sau CPH 26 Hình 4.2: Minh họa thay đổi tiêu ROA, ROE, LTA, LDR, ETA, NII, LLP, NIE, ROS, AST, LEV, LDE, NIEFF, quy mơ trung bình Vietinbank lúc trước sau CPH 29 Hình 4.3: Minh họa thay đổi tiêu ROA, ROE, LTA, LDR, ETA, NII, LLP, NIE, ROS, AST, LEV, LDE, NIEFF, quy mơ trung bình BIDV lúc trước sau CPH 31 DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1: So sánh CPH TN hóa 13 Bảng 3.2: Tổng kết nghiên cứu CPH: 18 Bảng 4.1: Tổng hợp tiêu thể hiệu hoạt động NH 21 Bảng 4.2: Thống kê mô tả tiêu thể hiệu hoạt động NH: 22 Bảng 4.3: Kiểm tra tính phân phối chuẩn liệu: .23 Bảng 4.4: Bảng so sánh tình hình kinh doanh VCB lúc trước sau CPH: 24 Bảng 4.5: Bảng so sánh tiêu tài Vietinbank lúc trước sau CPH 27 Bảng 4.6: Bảng so sánh tiêu tài BIDV lúc trước sau CPH: .29 Bảng 4.7: Bảng tổng hợp tiêu tài VCB, Vietinbank BIDV lúc trước sau CPH: .32 Bảng 4.18: So sánh hiệu hoạt động NH năm trước năm sau CPH: 36 Bảng 4.9: So sánh hiệu hoạt động NH năm trước năm sau CPH: 37 Bảng 4.10: So sánh hiệu hoạt động NH lúc trước sau CPH: 38 Bảng 4.11: Tổng hợp tiêu có ý nghĩa thống kê so sánh hiệu hoạt động NH lúc trước sau CPH: 41 no year name group ROA ROE ROS LTA LDR ETA NII LLP NIE AST LEV LDE NIEF SIZE 21 2009 postCTG 0,00522 0,10130 0,28614 0,66296 1,08812 0,05157 0,06043 0,00363 0,71079 0,01826 0,94759 1,51142 0,07262 0,12400 22 2010 postCTG 0,00926 0,18742 0,28170 0,62939 1,12391 0,04941 0,09819 0,01307 0,59535 0,03288 0,95004 1,12100 0,19262 0,12820 23 2011 postCTG 0,01356 0,21915 0,31144 0,63047 1,12875 0,06186 0,11603 0,01689 0,45281 0,04353 0,93769 1,26724 0,34611 0,13040 24 2012 postCTG 0,01222 0,18295 0,33396 0,65474 1,14036 0,06678 0,19226 0,01322 0,51225 0,03658 0,93279 1,42032 0,32298 0,13130 25 2013 postCTG 0,01005 0,10712 0,31692 0,64714 1,02330 0,09382 0,19185 0,01106 0,54219 0,03171 0,90581 0,82381 0,30196 0,13260 26 2014 postCTG 0,00864 0,10381 0,31983 0,65861 1,02669 0,08323 0,17739 0,00901 0,54890 0,02701 0,91643 0,74250 0,29975 0,13400 27 2015 postCTG 0,00731 0,10155 0,30245 0,68447 1,08230 0,07198 0,20728 0,00877 0,56900 0,02417 0,92802 1,13459 0,28378 0,13570 28 2016 postCTG 0,00711 0,11185 0,30242 0,69061 1,00004 0,06358 0,18191 0,00772 0,57608 0,02351 0,93642 2,27445 0,30895 0,13760 29 2017 postCTG 0,00679 0,11656 0,27453 0,71447 1,03911 0,05823 0,20489 0,01066 0,55664 0,02472 0,94177 2,22112 0,31249 0,13910 30 2018 postCTG 0,00465 0,08026 0,24043 0,73161 1,03161 0,05793 0,27622 0,00910 0,63310 0,01934 0,94207 1,35244 0,22374 0,13980 31 2012 postBID 0,00530 0,09703 0,27919 0,68898 1,10212 0,05465 0,25534 0,01054 0,49673 0,01899 0,94492 1,46035 0,14114 0,13090 32 2013 postBID 0,00735 0,12580 0,28894 0,70186 1,13570 0,05843 0,37700 0,01684 0,53308 0,02544 0,94111 1,42483 0,21919 0,13210 33 2014 postBID 0,00761 0,14871 0,29374 0,67514 0,99682 0,05116 0,30054 0,01591 0,51198 0,02590 0,94833 1,03499 0,26486 0,13390 34 2015 postBID 0,00740 0,14877 0,32607 0,69465 1,04664 0,04977 0,27943 0,00961 0,57402 0,02271 0,95023 1,96752 0,26403 0,13650 35 2016 postBID 0,00606 0,13832 0,26083 0,70911 0,98294 0,04383 0,29868 0,01289 0,57845 0,02325 0,95617 2,01490 0,25106 0,13820 36 2017 postBID 0,00564 0,13898 0,21924 0,71159 0,99483 0,04062 0,26042 0,01735 0,50086 0,02575 0,95938 2,29815 0,26840 0,14000 37 2018 postBID 0,00560 0,13488 0,21049 Nguồn: Tác giả tổng hợp tính tốn liệu từ báo cáo tài hàng năm NHTM 0,74357 0,98652 0,04155 0,27255 0,01935 0,46106 0,02662 0,95845 1,31769 0,29155 0,14100 PHỤ LỤC 8: Kết xử lý liệu từ phần mềm STATA Phụ lục 8.1: Thống kê mô tả tiêu đánh giá phần mềm STATA: sum Variable Obs Mean Std Dev Min no 37 19 10.82436 year 37 2011.973 4.099366 2004 2018 group 37 7567568 4349588 roa 37 0099505 0051243 00465 02839 roe 37 1710735 1223716 08026 65735 ros 37 3943097 1840974 21049 lta 37 6160695 0869149 39683 74357 ldr 37 9187932 1666109 54453 1.14036 eta 37 0619151 0141504 04062 10024 nii 37 2552508 1354903 06043 74821 llp 37 0130935 005316 00263 02611 nie 37 5247162 0860695 29233 71079 ast 37 0253186 0053468 0158 04353 lev 37 9378168 0142197 8994 95938 lde 37 1.147669 5729596 32116 2.29815 nieff 37 2907297 1352026 07095 84842 size 1303324 006899 141 37 name 37 1181 Phụ lục 8.2: Kiểm tra tính phân phối chuẩn liệu: swilk roa roe ros lta ldr eta nii llp nie ast lev lde nieff size Shapiro-Wilk W test for normal data Variable | Obs W V z Prob>z -+ -roa | 37 0.75773 9.021 4.607 0.00000 roe | 37 0.55665 16.508 5.873 0.00000 ros | 37 0.73677 9.801 4.781 0.00000 lta | 37 0.93821 2.301 1.745 0.04047 ldr | 37 0.93110 2.565 1.973 0.02424 eta | 37 0.93602 2.382 1.818 0.03453 nii | 37 0.90644 3.484 2.614 0.00447 llp | 37 0.98694 0.486 -1.511 0.93455 nie | 37 0.93498 2.421 1.852 0.03203 ast | 37 0.90759 3.441 2.588 0.00482 lev | 37 0.93778 2.317 1.760 0.03923 lde | 37 0.93899 2.272 1.719 0.04284 nieff | 37 0.84165 5.896 3.716 0.00010 size | 37 0.94930 1.888 1.331 0.09162 Max Phụ lục 8.3: Tổng hợp kết kiểm định thống kê phương pháp Wilcoxon trích xuất từ phần mềm STATA cho giai đoạn (-1;+1): ranksum roa, by( group) porder ranksum roe, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 5.25 21 5.25 0.00 5.25 Ho: roa(group==0) = roa(group==1) z = 1.964 Prob > z = 0.0495 Ho: roe(group==0) = roe(group==1) z = 1.964 Prob > z = 0.0495 P{roa(group==0) > roa(group==1)} = 1.000 P{roe(group==0) > roe(group==1)} = 1.000 ranksum lta, by( group) porder ranksum ldr, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 12 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 obs rank sum expected 3 combined 13 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 5.25 21 5.25 0.00 5.25 Ho: lta(group==0) = lta(group==1) z = -0.655 Prob > z = 0.5127 Ho: ldr(group==0) = ldr(group==1) z = -1.091 Prob > z = 0.2752 P{lta(group==0) > lta(group==1)} = 0.333 P{ldr(group==0) > ldr(group==1)} = 0.222 ranksum eta, by( group) porder ranksum nii, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 5.25 obs rank sum expected 3 combined 11 10 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 5.25 Ho: eta(group==0) = eta(group==1) z = 1.964 Prob > z = 0.0495 Ho: nii(group==0) = nii(group==1) z = 0.218 Prob > z = 0.8273 P{eta(group==0) > eta(group==1)} = 1.000 P{nii(group==0) > nii(group==1)} = 0.556 ranksum llp, by( group) porder ranksum nie, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 10 11 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 obs rank sum expected 3 combined 11 10 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 5.25 21 5.25 0.00 5.25 Ho: llp(group==0) = llp(group==1) z = -0.218 Prob > z = 0.8273 Ho: nie(group==0) = nie(group==1) z = 0.218 Prob > z = 0.8273 P{llp(group==0) > llp(group==1)} = 0.444 P{nie(group==0) > nie(group==1)} = 0.556 ranksum ros, by( group) porder ranksum ast, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 12 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 5.25 21 5.25 0.00 5.25 Ho: ros(group==0) = ros(group==1) z = 0.655 Prob > z = 0.5127 Ho: ast(group==0) = ast(group==1) z = 1.964 Prob > z = 0.0495 P{ros(group==0) > ros(group==1)} = 0.667 P{ast(group==0) > ast(group==1)} = 1.000 ranksum lev, by( group) porder ranksum lde, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 -0.15 5.10 obs rank sum expected 3 combined 15 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 5.25 Ho: lev(group==0) = lev(group==1) z = -1.993 Prob > z = 0.0463 Ho: lde(group==0) = lde(group==1) z = -1.964 Prob > z = 0.0495 P{lev(group==0) > lev(group==1)} = 0.000 P{lde(group==0) > lde(group==1)} = 0.000 ranksum nieff, by( group) porder ranksum size, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group group obs rank sum expected 3 12 10.5 10.5 21 combined unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 5.25 obs rank sum expected 3 combined 13 10.5 10.5 21 unadjusted variance adjustment for ties -adjusted variance 21 5.25 0.00 5.25 Ho: nieff(group==0) = nieff(group==1) z = 0.655 Prob > z = 0.5127 Ho: size(group==0) = size(group==1) z = -1.091 Prob > z = 0.2752 P{nieff(group==0) > nieff(group==1)} = 0.667 P{size(group==0) > size(group==1)} = 0.222 Phụ lục 8.4: Tổng hợp kết kiểm định tỷ lệ phần mềm STATA cho giai đoạn (-1;+1) : prtest roa, by( group) prtest roe, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0114667 0614686 -.1090097 131943 | 0055 0426995 -.0781895 0891895 -+ -diff | 0059667 0748441 -.1407251 1526585 | under Ho: 0748838 0.08 0.936 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0797 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5318 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.6060 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9365 Pr(Z > z) = 0.4682 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 1738333 2187962 -.2549993 602666 | 0985333 1720703 -.2387182 4357848 -+ -diff | 0753 2783522 -.4702603 6208603 | under Ho: 2800446 0.27 0.788 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.2689 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.7880 Pr(Z > z) = 0.3940 prtest lta, by( group) prtest ldr, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 5606667 2865423 -.000946 1.122279 | 6136667 2811168 0626879 1.164645 -+ -diff | -.053 4014139 -.8397568 7337569 | under Ho: 4019967 -0.13 0.895 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.1318 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4476 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.2919 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.8951 Pr(Z > z) = 0.5524 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 8206667 2214896 3865551 1.254778 | 9603333 1126842 7394763 1.18119 -+ -diff | -.1396667 2485063 -.62673 3473967 | under Ho: 2549637 -0.55 0.584 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.5478 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.5838 Pr(Z > z) = 0.7081 prtest eta, by( group) prtest nii, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0656667 1430088 -.2146254 3459588 | 0563333 1331164 -.2045699 3172366 -+ -diff | 0093333 1953752 -.3735951 3922618 | under Ho: 1954124 0.05 0.962 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0478 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5190 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4921 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9619 Pr(Z > z) = 0.4810 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 1426667 2019182 -.2530858 5384191 | 1483333 2052077 -.2538663 550533 -+ -diff | -.0056667 2878909 -.5699224 5585891 | under Ho: 2879002 -0.02 0.984 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0197 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9843 Pr(Z > z) = 0.5079 prtest llp, by( group) prtest nie, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0103333 0583854 -.1040999 1247666 | 0113333 0611143 -.1084486 1311152 -+ -diff | -.001 0845211 -.1666583 1646583 | under Ho: 0845221 -0.01 0.991 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0118 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4953 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5453 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9906 Pr(Z > z) = 0.5047 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2961 263581 -.2205092 8127092 | 2545667 2515038 -.2383717 747505 -+ -diff | 0415333 36432 -.6725208 7555875 | under Ho: 3647144 0.11 0.909 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.1139 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9093 Pr(Z > z) = 0.4547 prtest ros, by( group) prtest ast, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 4646667 2879534 -.0997117 1.029045 | 3093333 2668622 -.2137069 8323736 -+ -diff | 1553333 3925972 -.6141431 9248098 | under Ho: 3976858 0.39 0.696 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.3906 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.6520 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5247 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.6961 Pr(Z > z) = 0.3480 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0253667 0907803 -.1525595 2032928 1| 018 0767594 -.1324456 1684456 -+ -diff | 0073667 1188826 -.2256389 2403722 | under Ho: 1189206 0.06 0.951 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0619 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9506 Pr(Z > z) = 0.4753 prtest lev, by( group) prtest lde, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0| 934 1433457 6530476 1.214952 | 9433333 133486 6817055 1.204961 -+ -diff | -.0093333 1958737 -.3932388 3745721 | under Ho: 1959108 -0.05 0.962 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0476 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4810 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.3995 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9620 Pr(Z > z) = 0.5190 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0666667 1440165 -.2156004 3489337 | 1283333 1931009 -.2501375 5068042 -+ -diff | -.0616667 2408915 -.5338053 4104719 | under Ho: 2422034 -0.25 0.799 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.2546 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.7990 Pr(Z > z) = 0.6005 prtest nieff, by( group) prtest size, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2423333 2473917 -.2425454 7272121 | 1206667 1880658 -.2479355 4892688 -+ -diff | 1216667 3107593 -.4874105 7307438 | under Ho: 3147038 0.39 0.699 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.3866 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.6505 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4957 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.6990 Pr(Z > z) = 0.3495 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 1231 1896896 -.2486847 4948847 1| 126 1915933 -.249516 501516 -+ -diff | -.0029 2696111 -.531328 525528 | under Ho: 2696137 -0.01 0.991 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0108 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9914 Pr(Z > z) = 0.5043 Phụ lục 8.5: Tổng hợp kết kiểm định thống kê phương pháp Wilcoxon trích xuất từ phần mềm STATA cho giai đoạn (-3;+3): ranksum roa, by( group) porder ranksum roe, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 103 85.5 1| 68 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 99 85.5 1| 72 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 Ho: roa(group==0) = roa(group==1) z = 1.545 Prob > |z| = 0.1223 Ho: roe(group==0) = roe(group==1) z = 1.192 Prob > |z| = 0.2332 P{roa(group==0) > roa(group==1)} = 0.716 P{roe(group==0) > roe(group==1)} = 0.667 ranksum lta, by( group) porder ranksum ldr, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 75 85.5 1| 96 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 65 85.5 1| 106 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 Ho: lta(group==0) = lta(group==1) z = -0.927 Prob > |z| = 0.3538 Ho: ldr(group==0) = ldr(group==1) z = -1.810 Prob > |z| = 0.0703 P{lta(group==0) > lta(group==1)} = 0.370 P{ldr(group==0) > ldr(group==1)} = 0.247 ranksum eta, by( group) porder ranksum nii, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 88 85.5 1| 83 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 87 85.5 1| 84 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -0.93 -adjusted variance 127.32 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 Ho: eta(group==0) = eta(group==1) z = 0.222 Prob > |z| = 0.8247 Ho: nii(group==0) = nii(group==1) z = 0.132 Prob > |z| = 0.8946 P{eta(group==0) > eta(group==1)} = 0.531 P{nii(group==0) > nii(group==1)} = 0.519 ranksum llp, by( group) porder ranksum nie, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 93 85.5 1| 78 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 78 85.5 1| 93 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -0.53 -adjusted variance 127.72 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 Ho: llp(group==0) = llp(group==1) z = 0.664 Prob > |z| = 0.5069 Ho: nie(group==0) = nie(group==1) z = -0.662 Prob > |z| = 0.5078 P{llp(group==0) > llp(group==1)} = 0.593 P{nie(group==0) > nie(group==1)} = 0.407 ranksum ros, by( group) porder ranksum ast, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 107 85.5 1| 64 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 82 85.5 1| 89 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -0.13 -adjusted variance 128.12 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -0.13 -adjusted variance 128.12 Ho: ros(group==0) = ros(group==1) z = 1.899 Prob > |z| = 0.0575 Ho: ast(group==0) = ast(group==1) z = -0.309 Prob > |z| = 0.7572 P{ros(group==0) > ros(group==1)} = 0.765 P{ast(group==0) > ast(group==1)} = 0.457 ranksum lev, by( group) porder ranksum lde, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 83 85.5 1| 88 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 92.5 85.5 1| 78.5 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -0.66 -adjusted variance 127.59 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties -1.06 -adjusted variance 127.19 Ho: lev(group==0) = lev(group==1) z = -0.221 Prob > |z| = 0.8248 Ho: lde(group==0) = lde(group==1) z = 0.621 Prob > |z| = 0.5348 P{lev(group==0) > lev(group==1)} = 0.469 P{lde(group==0) > lde(group==1)} = 0.586 ranksum nieff, by( group) porder ranksum size, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 85 85.5 1| 86 85.5 -+ combined | 18 171 171 group | obs rank sum expected -+ 0| 54 85.5 1| 117 85.5 -+ combined | 18 171 171 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 unadjusted variance 128.25 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 128.25 Ho: nieff(group==0) = nieff(group==1) z = -0.044 Prob > |z| = 0.9648 Ho: size(group==0) = size(group==1) z = -2.782 Prob > |z| = 0.0054 P{nieff(group==0) > nieff(group==1)} = 0.494 P{size(group==0) > size(group==1)} = 0.111 Phụ lục 8.6: Tổng hợp kết kiểm định tỷ lệ phần mềm STATA cho giai đoạn (-3;+3) : prtest roa, by( group) prtest roe, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0139 0390253 -.0625882 0903882 | 0092667 0319388 -.0533323 0718656 -+ -diff | 0046333 0504288 -.0942053 103472 | under Ho: 0504406 0.09 0.927 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0919 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5366 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.7187 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9268 Pr(Z > z) = 0.4634 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2690333 1478191 -.0206868 5587535 | 1572556 1213472 -.0805805 3950917 -+ -diff | 1117778 1912476 -.2630605 4866161 | under Ho: 1930538 0.58 0.563 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.5790 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.5626 Pr(Z > z) = 0.2813 prtest lta, by( group) prtest ldr, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 9 -Variable | Mean Std Err z P>|z| Two-sample test of proportion [95% Conf Interval] -+ 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ | 5675556 1651384 2438902 8912209 | 8215555 1276288 5714077 1.071703 | 6188889 1618866 301597 | 9903333 0326143 9264105 1.054256 9361808 -+ -diff | -.0513333 231253 | under Ho: 2315693 -.5045809 4019143 -0.22 0.825 diff = prop(0) - prop(1) z = -0.2217 Ho: diff = Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4123 -+ -diff | -.1687778 13173 | under Ho: 1376058 -.4269639 0894084 -1.23 0.220 -diff = prop(0) - prop(1) z = -1.2265 Ho: diff = Ha: diff != Pr(|Z| < |z|) = 0.8246 Ha: diff > Pr(Z > z) = 0.5877 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.1100 Ha: diff != Pr(|Z| < |z|) = 0.2200 prtest eta, by( group) prtest nii, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0576667 077704 -.0946304 2099637 | 0578889 0778444 -.0946833 2104611 -+ -diff | -.0002222 1099894 -.2157975 215353 | under Ho: 1099894 -0.00 0.998 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0020 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4992 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.6090 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9984 Pr(Z > z) = 0.5008 Pr(Z > z) = 0.8900 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2481111 1439722 -.0340692 5302915 1| 194 1318096 -.0643421 4523421 -+ -diff | 0541111 1951968 -.3284675 4366897 | under Ho: 195613 0.28 0.782 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.2766 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.7821 Pr(Z > z) = 0.3910 prtest llp, by( group) prtest nie, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0146667 0400715 -.0638721 0932054 | 0124444 0369528 -.0599817 0848706 -+ -diff | 0022222 0545091 -.1046136 109058 | under Ho: 0545116 0.04 0.967 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0408 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5163 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4482 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9675 Pr(Z > z) = 0.4837 Ha: diff > 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2977778 1524271 -.0009738 5965294 | 3262 1562738 0199089 6324911 -+ -diff | -.0284222 2183015 -.4562852 3994408 | under Ho: 2184042 -0.13 0.896 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.1301 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.8965 Pr(Z > z) = 0.5518 prtest ros, by( group) prtest ast, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 5651111 1652475 241232 8889902 1| 358 159804 0447898 6712102 -+ -diff | 2071111 2298784 -.2434422 6576644 | under Ho: 2350045 0.88 0.378 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.8813 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.8109 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4908 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.3782 Pr(Z > z) = 0.1891 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0243222 0513492 -.0763203 1249648 | 0260333 0530781 -.0779979 1300646 -+ -diff | -.0017111 0738514 -.1464572 143035 | under Ho: 0738525 -0.02 0.982 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0232 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9815 Pr(Z > z) = 0.5092 prtest lev, by( group) prtest lde, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 9421111 0778444 7895389 1.094683 | 9414444 0782637 7880505 1.094838 -+ -diff | 0006667 1103855 -.2156849 2170182 | under Ho: 1103856 0.01 0.995 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0060 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5024 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5295 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9952 Pr(Z > z) = 0.4976 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0| 12 1083205 -.0923043 3323043 | 1088889 1038333 -.0946205 3123983 -+ -diff | 0111111 1500489 -.2829794 3052016 | under Ho: 1500718 0.07 0.941 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0740 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9410 Pr(Z > z) = 0.4705 prtest nieff, by( group) prtest size, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2217778 1384808 -.0496396 4931952 | 2367778 1417016 -.0409522 5145078 -+ -diff | -.015 198132 -.4033315 3733315 | under Ho: 1981635 -0.08 0.940 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0757 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4698 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4833 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9397 Pr(Z > z) = 0.5302 0: Number of obs = 1: Number of obs = -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 1216556 1089625 -.0919071 3352182 | 1281667 1114251 -.0902225 3465558 -+ -diff | -.0065111 1558473 -.3119662 298944 | under Ho: 1558549 -0.04 0.967 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0418 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9667 Pr(Z > z) = 0.5167 Phụ lục 8.7: Tổng hợp kết kiểm định thống kê phương pháp Wilcoxon trích xuất từ phần mềm STATA cho giai đoạn trước sau CPH: ranksum roa, by( group) porder ranksum roe, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 231 171 1| 28 472 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 242 171 1| 28 461 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 Ho: roa(group==0) = roa(group==1) z = 2.124 Prob > |z| = 0.0337 Ho: roe(group==0) = roe(group==1) z = 2.513 Prob > |z| = 0.0120 P{roa(group==0) > roa(group==1)} = 0.738 P{roe(group==0) > roe(group==1)} = 0.782 ranksum lta, by( group) porder ranksum ldr, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 129 171 1| 28 574 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 123 171 1| 28 580 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 Ho: lta(group==0) = lta(group==1) z = -1.487 Prob > |z| = 0.1371 Ho: ldr(group==0) = ldr(group==1) z = -1.699 Prob > |z| = 0.0893 P{lta(group==0) > lta(group==1)} = 0.333 P{ldr(group==0) > ldr(group==1)} = 0.310 ranksum eta, by( group) porder ranksum nii, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 150 171 1| 28 553 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 133 171 1| 28 570 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 Ho: eta(group==0) = eta(group==1) z = -0.743 Prob > |z| = 0.4572 Ho: nii(group==0) = nii(group==1) z = -1.345 Prob > |z| = 0.1786 P{eta(group==0) > eta(group==1)} = 0.417 P{nii(group==0) > nii(group==1)} = 0.349 ranksum llp, by( group) porder ranksum nie, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 191 171 1| 28 512 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 142 171 1| 28 561 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties -0.09 -adjusted variance 797.91 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 Ho: llp(group==0) = llp(group==1) z = 0.708 Prob > |z| = 0.4789 Ho: nie(group==0) = nie(group==1) z = -1.027 Prob > |z| = 0.3046 P{llp(group==0) > llp(group==1)} = 0.579 P{nie(group==0) > nie(group==1)} = 0.385 ranksum ros, by( group) porder ranksum ast, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 242 171 1| 28 461 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 172 171 1| 28 531 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties -0.09 -adjusted variance 797.91 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties -0.09 -adjusted variance 797.91 Ho: ros(group==0) = ros(group==1) z = 2.514 Prob > |z| = 0.0120 Ho: ast(group==0) = ast(group==1) z = 0.035 Prob > |z| = 0.9718 P{ros(group==0) > ros(group==1)} = 0.782 P{ast(group==0) > ast(group==1)} = 0.504 ranksum lev, by( group) porder ranksum lde, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 189 171 1| 28 514 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 184 171 1| 28 519 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 Ho: lev(group==0) = lev(group==1) z = 0.637 Prob > |z| = 0.5240 Ho: lde(group==0) = lde(group==1) z = 0.460 Prob > |z| = 0.6454 P{lev(group==0) > lev(group==1)} = 0.571 P{lde(group==0) > lde(group==1)} = 0.552 ranksum nieff, by( group) porder ranksum size, by( group) porder Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test group | obs rank sum expected -+ 0| 104 171 1| 28 599 532 -+ combined | 37 703 703 group | obs rank sum expected -+ 0| 54.5 171 1| 28 648.5 532 -+ combined | 37 703 703 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties 0.00 -adjusted variance 798.00 unadjusted variance 798.00 adjustment for ties -0.09 -adjusted variance 797.91 Ho: nieff(group==0) = nieff(group==1) z = -2.372 Prob > |z| = 0.0177 Ho: size(group==0) = size(group==1) z = -4.124 Prob > |z| = 0.0000 P{nieff(group==0) > nieff(group==1)} = 0.234 P{size(group==0) > size(group==1)} = 0.038 Phụ lục 8.8: Tổng hợp kết kiểm định tỷ lệ phần mềm STATA cho giai đoạn trước sau CPH: prtest roa, by( group) prtest roe, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0139022 0390284 -.0625921 0903965 | 0086804 0175306 -.025679 0430397 -+ -diff | 0052219 0427848 -.0786348 0890785 | under Ho: 0380323 0.14 0.891 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.1373 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5546 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.8152 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.8908 Pr(Z > z) = 0.4454 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2690322 1478189 -.0206875 558752 | 1395868 0654933 0112223 2679512 -+ -diff | 1294454 1616781 -.1874378 4463286 | under Ho: 1442946 0.90 0.370 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.8971 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.3697 Pr(Z > z) = 0.1848 prtest lta, by( group) prtest ldr, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 5674433 1651435 243768 8911187 | 6316993 0911544 45304 8103586 -+ -diff | -.064256 1886306 -.4339651 3054532 | under Ho: 1863553 -0.34 0.730 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.3448 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.3651 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.1098 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.7302 Pr(Z > z) = 0.6349 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 82157 1276248 5714301 1.07171 | 9500436 0411707 8693504 1.030737 -+ -diff | -.1284736 1341011 -.3913069 1343598 | under Ho: 104666 -1.23 0.220 -diff = prop(0) - prop(1) z = -1.2275 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.2196 Pr(Z > z) = 0.8902 prtest eta, by( group) prtest nii, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0574689 0775788 -.0945827 2095205 | 0633443 0460325 -.0268778 1535664 -+ -diff | -.0058754 0902079 -.1826796 1709288 | under Ho: 0923464 -0.06 0.949 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0636 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4746 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4776 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9493 Pr(Z > z) = 0.5254 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2481478 1439793 -.0340465 5303421 | 2575339 0826374 0955676 4195002 -+ -diff | -.0093861 166009 -.3347578 3159855 | under Ho: 1670664 -0.06 0.955 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0562 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9552 Pr(Z > z) = 0.5224 prtest llp, by( group) prtest nie, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0147244 0401492 -.0639666 0934155 | 0125693 0210538 -.0286953 0538339 -+ -diff | 0021552 0453345 -.0866989 0910092 | under Ho: 0435579 0.05 0.961 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0495 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5197 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.3543 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9605 Pr(Z > z) = 0.4803 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 4706044 1663784 1445088 7967001 | 5421093 0941554 3575681 7266505 -+ -diff | -.0715048 1911727 -.4461965 3031868 | under Ho: 1913548 -0.37 0.709 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.3737 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.7086 Pr(Z > z) = 0.6457 prtest ros, by( group) prtest ast, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 5651767 1652446 2413032 8890501 | 3393882 0894834 164004 5147725 -+ -diff | 2257885 1879177 -.1425235 5941004 | under Ho: 1872598 1.21 0.228 -diff = prop(0) - prop(1) z = 1.2057 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.8860 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4923 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.2279 Pr(Z > z) = 0.1140 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 0244433 0514737 -.0764432 1253299 | 0256 0298476 -.0329002 0841002 -+ -diff | -.0011567 0595014 -.1177773 115464 | under Ho: 0601939 -0.02 0.985 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0192 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9847 Pr(Z > z) = 0.5077 prtest lev, by( group) prtest lde, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 9422056 0777848 7897502 1.094661 | 9364061 046117 8460184 1.026794 -+ -diff | 0057995 0904281 -.1714364 1830354 | under Ho: 0925329 0.06 0.950 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0627 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5250 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.5166 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9500 Pr(Z > z) = 0.4750 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 11861 1077763 -.0926278 3298478 | 1135311 0599529 -.0039744 2310366 -+ -diff | 0050789 1233292 -.2366418 2467997 | under Ho: 1221341 0.04 0.967 -diff = prop(0) - prop(1) z = 0.0416 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9668 Pr(Z > z) = 0.4834 prtest nieff, by( group) prtest size, by( group) Two-sample test of proportion 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 2218278 138492 -.0496115 493267 | 3128768 0876244 1411362 4846174 -+ -diff | -.091049 1638843 -.4122563 2301583 | under Ho: 1740008 -0.52 0.601 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.5233 Ho: diff = Two-sample test of proportion Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.3004 Ha: diff < Pr(Z < z) = 0.4646 Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.6008 Pr(Z > z) = 0.6996 0: Number of obs = 1: Number of obs = 28 -Variable | Mean Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | 1216556 1089625 -.0919071 3352182 | 1331214 0641984 0072949 258948 -+ -diff | -.0114659 1264684 -.2593394 2364077 | under Ho: 1290041 -0.09 0.929 -diff = prop(0) - prop(1) z = -0.0889 Ho: diff = Ha: diff != Ha: diff > Pr(|Z| < |z|) = 0.9292 Pr(Z > z) = 0.5354 ... GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI CHƯƠNG 2: TÌNH HÌNH HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VÀ VẤN ĐỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG SAU CỔ PHẦN HÓA CHƯƠNG 3: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA... TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN HOÀNG NHÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA: TRƯỜNG HỢP THỰC NGHIỆM TẠI VCB, VIETINBANK, BIDV Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng (Cơng cụ thị trường. .. HÓA CHƯƠNG 4: ĐÁNH GIÁ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA CHƯƠNG 5: MỘT SỐ ĐỀ XUẤT NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA NGÂN HÀNG SAU CỔ PHẦN HÓA Chương giới thiệu cách khái quát trình