Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - LÊ HÙNG NGUYÊN CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH, 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ HÙNG NGUYÊN CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA 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 BÙI KIM YẾN TP HỒ CHÍ MINH, 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn với đề tài “Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam” nghiên cứu tơi Ngồi trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác TP HCM, ngày … tháng … năm 2018 Tác giả Lê Hùng Nguyên MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ DANH MỤC CÁC HÌNH ẢNH DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng nghiên cứu phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đề tài 1.7 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ CÁC LÝ THUYẾT CÓ LIÊN QUAN 2.1 Tổng quan hiệu hoạt động NHTM 2.1.1 Khái niệm hiệu hoạt động NHTM 2.1.2 Vai trò việc nâng cao hiệu hoạt động kinh doanh NHTM 2.1.3 Nhóm tiêu đánh giá hiệu hoạt động NHTM 2.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động NHTM 16 2.2.1 Mơi trường bên ngồi 16 2.2.2 Môi trường bên 19 2.3 Một số nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại giới Việt Nam 21 2.3.1 Một số nghiên cứu giới 21 2.3.2 Một số nghiên cứu nước 23 2.4 Tóm tắt chương 30 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 31 3.1 Mơ hình nghiên cứu 31 3.2 Phương pháp nghiên cứu 38 3.2.1 Thu thập liệu nghiên cứu 38 3.2.2 Phương pháp nghiên cứu 39 3.2.3 Xử lý liệu nghiên cứu 39 3.2.4 Phương pháp ước lượng hồi quy 40 3.2.5 Các kiểm định để lựa chọn mơ hình 42 3.2.6 Trình tự thực nghiên cứu định lượng 42 3.3 Tóm tắt chương 43 CHƯƠNG 4: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 45 4.1 Thực trạng hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam 45 4.1.1 Diễn biến lãi suất 46 4.1.2 Hoạt động huy động vốn 48 4.1.3 Hoạt động tín dụng 49 4.1.4 Hiệu kinh doanh NHTM Việt Nam 55 4.2 Kết nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam 57 4.2.1 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình 57 4.2.2 Ma trận hệ số tương quan biến 58 4.2.3 Kết hồi quy mô hình nghiên cứu 61 4.2.4 Kiểm định lựa chọn phương pháp ước lượng mô hình nghiên cứu 64 4.3 Tóm tắt chương 72 Chương 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 74 5.1 Tóm tắt kết nghiên cứu 74 5.2 Kiến nghị số biện pháp nhằm nâng cao hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam 76 5.2.1 Tăng cường quản trị tín dụng 76 5.2.2 Quản lý tỷ lệ cho cho vay phù hợp 78 5.2.3 Có sách quản lý cấu nguồn vốn phù hợp 79 5.2.4 Nâng cao hiệu quản lý doanh thu chi phí ngân hàng 80 5.2.5 Cân nhắc định mở rộng quy mơ ngân hàng 80 5.2.6 Đảm bảo tính an toàn khoản 81 5.2.7 Đa hóa thu nhập ngân hàng 81 5.2.8 Một số kiến nghị phủ ngân hàng nhà nước 82 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 83 5.3.1 Hạn chế 83 5.3.2 Hướng nghiên cứu 84 5.4 Tóm tắt chương 5: 84 TÀI LIỆU THAM KHẢO Phụ lục 1: Danh sách NHTM Việt Nam chọn làm mẫu nghiên cứu mơ hình định lượng Phụ lục 2: Kết chạy mơ hình DANH MỤC BẢNG Bảng 2.3.1 Tóm tắt nghiên cứu hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam giới 27 Bảng 3.1.1 Mô tả biến phụ thuộc biến độc lập mơ hình 36 Bảng 4.1.1 Số lượng,vốn điều lệ trung bình số chi nhánh, sở giao dịch NHTM Việt Nam 45 Bảng 4.1.2: So sánh nghị định 53 nghi định 34 54 Bảng 4.1.3 Lợi nhuận trước thuế NHTMCP Việt Nam 55 Bảng 4.1.4 Khả sinh lời NHTM Việt Nam 56 Bảng 4.2.1 Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu 57 Bảng 4.2.2: Bảng ma trận hệ số tương quan biến mơ hình nghiên cứu 59 Bảng 4.2.3: Kiểm tra đa cộng tuyến cho mơ hình nghiên cứu: 60 Bảng 4.2.4 Kết hồi quy theo OLS, REM FEM 62 Bảng 4.2.5: Kết kiểm định lựa chọn phương pháp ước lượng mơ hình nghiên cứu: 65 Bảng 4.2.6 Kết hồi quy biến độc lập Mô hình nghiên cứu: 66 DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 4.1-1: Biểu đồ lãi suất tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn 2008-2016 46 Biểu đồ 4.1-2: Dư nợ tín dụng tổng tài sản NHTM .50 Biểu đồ 4.1-3: Tăng trưởng tín dụng hệ thống NHTM Việt Nam 50 Biểu đồ 4.1-4: Tỷ lệ nợ xấu/ tổng dư nợ NHTM Việt Nam 54  DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Tiếng Việt Tên viết tắt Viết đầy đủ HQHĐ Hiệu hoạt động LNST Lợi nhuận sau thuế NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại TCTD Tổ chức tín dụng TMCP Thương mại cổ phần  Tiếng Anh Tên viết tắt Viết đầy đủ GDP Gross Domestic Product - Tổng sản phẩm quốc nội INF Inflation - Tỷ lệ lạm phát ROA Return On Assets - Tỷ lệ lợi nhuận tổng tài sản ROE Return On Equity – Tỷ lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu Trịnh Quốc Trung & Nguyễn Văn Sang, 2016 Các yếu tố ảnh hưởng đến HQHĐ NHTM Việt Nam Tạp chí Cơng nghệ NH, số 85, trang 11-15  Tài liệu tiếng Anh Aremu Mukaila Ayanda & Imoh Christopher & Mustapha Adeniyi Mudashiru, 2013 Determinants Of Banks’ Profitability In A Developing Economy: Evidence From Nigerian Banking Industry Interdisciplinary Journal Of Contemporary Research In Business, No 9, pp 158-191 Charles B Murerwa, 2015 Determinants of banks’ financial performance in developing economies: evidence from kenyan commercial banks A Research Project Report Submitted to Chandaria School of Business in Partial Fulfillment of the Requirement for the Degree of Masters in Business Administration- United States International University – Africa Chris Stewart & Roman Matousek & Thao Ngoc Nguyen, 2015 Efficiency in the Vietnamese banking system: A DEA double bootstrap approach Research in International Business and Finance No 36 pp 96–111 15 | P a g e Mehmet Hasan Eken & Suleyman Kale, 2011 Measuring bank branch performance using Data Envelopment Analysis (DEA): The case of Turkish bank branches African Journal of Business Management Vol 5(3), pp 889-901 M Mostak Ahamed, 2017 Asset quality, non-interest income, and bank profitability: Evidence from Indian banks Economic Modelling 63, pp 1–14 Nguyen Thi Hong Vinh & Le Phan Thi Dieu Thao, 2016 Effects of Bank Capital on Profitability and Credit Risk: The Case of Vietnam’s Commercial Banks Journal of Economic Development, 23(4), 117-137 Nsambu Kijjambu Frederick, 2014 Factors Affecting Performance of Commercial Banks in Uganda: A Case for Domestic Commercial Banks Proceedings of 25th International Business Research Conference Taj Hotel, Cape Town, South Africa January, 2014 Pooran Lall, 2014 Factors affecting U.S Banking Performance: Evidence From the 2007-2013 Financial Crisis International Journal of Economics, Finance and Management, 03: 282-292 Samy Bennaceur & Mohamed Goaied, 2008 The Determinants of Commercial Bank Interest Margin and Profitability: Evidence from Tunisia Frontiers in Finance and Economics No pp 106 -130 10 Virginie Terraza, 2015 The effect of bank size on risk ratios: Implications of banks’ Performance Procedia Economics and Finance 30, pp 903 – 909  Một số thông tin từ website: Asia Development Bank, http://www.adb.org Hiệp Hội ngân hàng Việt Nam, http://vnba.org.vn Ngân hàng Nhà nước, http://www.sbv.gov.vn Tổng cục Thống kê Việt Nam, http://gso.gov.vn PHỤ LỤC: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Phụ lục 1: Danh sách NHTM Việt Nam chọn làm mẫu nghiên cứu mô hình định lượng: Số thứ tự Tên Ngân hàng Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Việt Nam Ngân hàng TNHH MTV Dầu khí tồn cầu (GP Bank) Ngân hàng TNHH MTV Đại Dương Ngân hàng TNHH MTV Xây dựng Ngân hàng TMCP Á Châu Ngân hàng TMCP An Bình Ngân hàng TMCP Bảo Việt (Baoviet bank) Ngân hàng TMCP Bản Việt (trước Gia Định) Ngân hàng TMCP Bắc Á 10 Ngân hàng TMCP Bưu điện Liên Việt 11 Ngân hàng TMCP Đại Chúng Việt Nam 12 Ngân hàng TMCP Đông Á 13 Ngân hàng TMCP Đông Nam Á 14 Ngân hàng TMCP Hàng Hải 15 Ngân hàng TMCP Kỹ Thương 16 Ngân hàng TMCP Nam Á 17 Ngân hàng TMCP Phương Đông 18 Ngân hàng TMCP Quân Đội 19 Ngân hàng TMCP Quốc Tế 20 Ngân hàng TMCP Quốc dân 21 Ngân hàng TMCP Sài Gòn 22 Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương 23 Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội 24 Ngân hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín 25 Ngân hàng TMCP Tiên Phong 26 Ngân hàng TMCP Việt Á 27 Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng 28 Ngân hàng TMCP Việt Nam Thương Tín 29 Ngân hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex 30 Ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu 31 Ngân hàng TMCP Phát triển Thành phố Hồ Chí Minh 32 Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam 33 Ngân hàng TMCP Đầu tư Phát triển Việt Nam 34 Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam Phụ lục 2: Kết chạy mơ hình 1: Thống kê mơ tả biến mơ hình sum roe roa nim lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf Variable | Obs Mean Std Dev Min Max + roe | 374 113908 0758927 001 445 roa | 374 0125992 0085154 001 055 nim | 374 0342223 0168088 002 082 lta | 374 5515223 1680880 000 1.241 ldr | 374 5964655 118967 051 75 eta | 374 1309924 0838118 029 461 -+ -size | 374 17.33744 1.692286 11.859 20.562 grow | 374 1417424 0429695 01 34 npl | 374 0225223 0168088 001 125 nii | 374 1606882 2713951 -2.0036 785564 tc/tr | 374 9.820909 2.179207 6.5 13.46 -+ -ggdp | 374 6.246364 7426374 5.25 7.55 inf | 374 9.28 6.038796 63 23.12 2: Bảng ma trận tương quan pwcorr roe roa nim lta ldr eta | roa roe -+ roa | 1.0000 roe | 0.4844 1.0000 | 0.0000 nim | 0.4196 0.4008 | 0.0003 0.0010 lta | -0.2165 -0.2581 | 0.0004 0.0073 ldr | 0.3058 0.3103 | 0.0000 0.0736 eta | -0.1849 -0.1801 | 0.0899 0.0506 size | -0.4113 -0.3630 | 0.0000 0.0081 grow | 0.2890 0.2424 | 0.0000 0.0023 npl | -0.2576 -0.2360 | 0.0000 0.0001 nii | 0.1054 0.1598 | 0.0874 0.0093 tc/tr | -0.3986 -0.3712 | 0.0000 0.0000 ggdp | 0.1610 0.1685 | 0.0500 0.0600 inf | -0.1127 -0.1433 | 0.0676 0.0199 | -+ grow | npl | | nii | | tc/tr | | ggdp | | inf | | grow size grow npl nii tc/tr ggdp inf, sig lta eta nim size ldr 1.0000 -0.2641 1.0000 0.0095 0.3505 -0.0656 1.0000 0.0124 0.1058 -0.1745 0.0886 -0.0663 1.0000 0.0275 0.1021 0.1068 -0.3549 -0.0730 0.0159 -0.0053 1.0000 0.0051 0.2130 0.1376 0.2008 0.2228 -0.0806 0.0152 -0.0472 0.0906 0.0016 0.1032 0.1208 0.1750 0.5800 -0.2791 0.0616 -0.0181 -0.0191 -0.0245 0.0035 0.3560 0.3214 0.7574 0.3456 0.1710 -0.0068 0.0483 -0.0160 0.0396 0.0501 0.1145 0.4342 0.7963 0.5228 -0.3912 -0.0208 0.0180 0.0312 0.0528 0.0018 0.2103 0.2650 0.0137 0.1450 0.1359 0.0700 -0.0271 0.1059 -0.1430 0.0401 0.2574 0.1002 0.9238 0.1203 -0.1224 -0.0673 -0.0558 -0.0124 -0.0971 0.0672 0.1064 0.3668 0.8412 0.1161 npl nii tc/tr ggdp inf 1.0000 -0.0710 0.3140 -0.0640 0.3006 0.0641 0.1342 0.1673 0.1064 -0.1455 0.0180 1.0000 -0.0253 0.2820 -0.0930 0.1780 0.0628 0.1080 -0.2009 0.0810 1.0000 -0.0185 0.2545 0.0371 0.1259 0.0797 0.3200 1.0000 -0.0520 0.3200 -0.0844 0.1245 1.0000 0.0614 0.3203 1.0000 3: Kiểm định đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phương sai VIF Biến phụ thuộc ROE vif Variable | VIF 1/VIF -+ -inf | 6.37 0.157104 tc/tr | 2.68 0.372861 size | 2.65 0.377524 nii | 2.54 0.393202 ggdp | 2.51 0.397802 grow | 2.17 0.459971 eta | 1.70 0.589644 ldr | 1.55 0.643365 npl | 1.41 0.708494 lta | 1.19 0.843396 -+ -Mean VIF | 2.91 Biến phụ thuộc ROA vif Variable | VIF 1/VIF -+ -inf | 6.37 0.157104 tc/tr | 2.68 0.372861 size | 2.65 0.377524 nii | 2.54 0.393202 ggdp | 2.51 0.397802 grow | 2.17 0.459971 eta | 1.70 0.589644 ldr | 1.55 0.643365 npl | 1.41 0.708494 lta | 1.19 0.843396 -+ -Mean VIF | 2.91 Biến phụ thuộc NIM vif Variable | VIF 1/VIF -+ -inf | 6.37 0.157104 tc/tr | 2.68 0.372861 size | 2.65 0.377524 nii | 2.54 0.393202 ggdp | 2.51 0.397802 grow | 2.17 0.459971 eta | 1.70 0.589644 ldr | 1.55 0.643365 npl | 1.41 0.708494 lta | 1.19 0.843396 -+ -Mean VIF | 2.91 Lựa chọn phương pháp ước lượng  Hồi quy theo phương pháp ước lượng pols regress roa lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf Source | SS df -+ -Model | 005671293 10 Residual | 013399186 363 -+ -Total | 019070479 373 MS 000515572 000053383 000072788 Number of obs = F( 10, 363) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 373 9.66 0.0000 0.4974 0.4666 00731 -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0824182 0318447 -2.59 0.010 -.1451351 -.0197013 ldr | 0062206 0049455 1.26 0.020 -.0035194 0159606 eta | 0339085 0934503 1.36 0.071 -.2179551 1501381 size | -.0137462 0114225 -1.11 0.069 -.0351423 0098499 grow | 0017733 0004341 4.08 0.045 0026283 0109184 npl | -.0858421 0009676 -2.53 0.026 -.0004215 -.0133898 nii | 0020123 0005557 3.62 0.000 0009179 0031067 tc/tr | -.0223786 0765723 -8,06 0.000 -.0037614 0324572 ggdp | 0013219 0021374 0.62 0.137 -.0028876 0055314 inf | -.0005118 0001882 -2.72 0.177 -.0008826 -.0001411 _cons | 0199124 0131305 1.52 0.131 -.0059475 0457723 - regress roe lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf Source | SS df -+ -Model | 6670294 10 Residual | 841360796 363 -+ -Total | 1.5083902 373 MS 060639036 003352035 005757214 Number of obs = 373 F( 10, 363) = 18.09 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.4422 Adj R-squared = 0.4178 Root MSE = 0579 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0823607 2523418 -0.99 0.024 -.7463378 2476164 ldr | 0072243 0391891 1.84 0.067 -.0049569 1494056 eta | -.0295135 7405127 -1.75 0.082 -.7535452 1632755 size | -.0115884 0905132 -2.01 0.046 -.3598506 -.0033262 grow | 0027795 0034412 7.49 0.000 0190045 0325544 npl | -.0835143 0005749 -2.22 0.024 -.0656509 0823537 nii | 0065412 0076673 3.46 0.001 0114396 0416404 tc/tr | -.0200745 0044033 -4.56 0.000 -.0114024 0287465 ggdp | 0012319 0019369 1.76 0.149 -.0461885 0205247 inf | -.0049899 0014916 -3.35 0.121 -.0079276 -.0002523 _cons | -.2863015 1040476 -2.75 0.006 -.4912191 -.0813839 regress nim lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf Source | SS df -+ -Model | 2470337 10 Residual | 8056206 363 -+ -Total | 1.5352654 373 MS 374505636 115450739 309892396 Number of obs = F( 10, 363) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 373 24.51 0.0000 0.4325 0.4174 33978 -nim | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0648717 0093648 -6.93 0.000 -.0832776 -.0464658 ldr | 0069035 0023749 2.91 0.004 0022358 0115712 eta | -.0216901 0035664 -6.08 0.000 -.0287237 -.0146565 size | -.0101083 0001332 -2.47 0.014 -.0001961 -.0000222 grow | 0022345 0043412 4.67 0.000 3611879 8856857 npl | -.0804361 1562608 -0.26 0.096 -.3472337 2663615 nii | 0038424 4118099 0.10 0.063 -.7672901 8469752 tc/tr | -.0201092 0020442 -2.47 0.044 -.0001958 -.0000225 ggdp | 0012319 0019369 1.76 0.149 -.0461885 0205247 inf | -.0048022 0073325 -3.72 0.126 -.8786223 0450125 _cons | 1801872 1162221 1.55 0.121 -.0476042 4079785  Hồi quy theo phương pháp ước lượng REM xtreg roa lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, re Random-effects GLS regression Number of obs Group variable: year Number of groups R-sq: within = 0.1291 between = 0.8147 overall = 0.4141 corr(u_i, X) = (assumed) = = 373 11 Obs per group: = avg = max = 23 23.9 24 Wald chi2(11) Prob > chi2 = = 109.67 0.0000 -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0858505 0321458 -2.67 0.008 -.1488551 -.0228458 ldr | 0064742 0049923 1.30 0.195 -.0033105 0162589 eta | 0219594 0943339 1.23 0.076 -.2068505 1629317 size | -.0143232 0115305 -1.24 0.054 -.0369226 0082761 grow | 0017679 0004382 1.03 0.000 -.0026268 0109092 npl | -.0840222 0539851 -1.30 0.023 -.2305239 -.0175204 nii | 0013912 0009767 1.42 0.154 -.0005232 0033056 tc/tr | -.0283822 0942084 -2.21 0.026 -.483422 0266586 ggdp | 0012733 2018821 1.48 0.114 -.8995462 1030003 inf | -.0005148 0001924 -2.71 0.147 -.0008872 -.0001424 _cons | 0224823 0132546 1.70 0.090 -.0034986 0484586 -+ -sigma_u | sigma_e | 00717626 rho | (fraction of variance due to u_i) xtreg roe lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 373 11 R-sq: Obs per group: = avg = max = 23 23.9 24 within = 0.3112 between = 0.8488 overall = 0.4422 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(11) Prob > chi2 = = 198.99 0.0000 -roe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0793607 2523418 -0.99 0.023 -.7439415 2452201 ldr | 0062243 0391897 1.84 0.065 -.0045848 1490335 eta | -.0251356 0805127 -0.75 0.080 -2.746513 1562434 size | -.0121588 0105132 -2.01 0.045 -.3589911 -.0041857 grow | 0017795 0034425 7.49 0.000 0190372 0325217 npl | -.0865434 0076673 -3.46 0.001 -.0415124 -.0115676 nii | 0100745 0044033 4.56 0.000 0114443 0287047 tc/tr | -.0000181 2.53e-06 -7.15 0.210 -.0000231 -.0000131 ggdp | 0011319 0009369 -2.76 0.221 -.0460277 0203639 inf | -.0046752 0012346 -3.15 0.111 -.0079134 -.0020664 _cons | -.2867415 1035176 -2.65 0.006 -.4902312 -.0823724 -+ -sigma_u | sigma_e | 05643581 rho | (fraction of variance due to u_i) xtreg nim lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 373 11 R-sq: Obs per group: = avg = max = 19 19.9 21 within = 0.3112 between = 0.8488 overall = 0.4312 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(11) Prob > chi2 = = 164.99 0.0000 -nim | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0758775 0532105 -0.55 0.011 -.2401681 -.0315869 ldr | 0065737 0566387 3.70 0.050 0985652 3205822 eta | -.0211078 2333102 -2.36 0.118 -.0083872 -.0138281 size | -.0124765 0107622 -2.01 0.045 -.3589911 -.0041857 grow | 0016545 0033425 6.21 0.000 0157672 0324712 npl | -.0865334 0076663 -3.45 0.021 -.0445124 -.0123676 nii | 0101705 0044033 4.56 0.000 0114443 0287047 tc/tr | -.0007112 0002718 -7.24 0.140 -.0853359 -.0488882 ggdp | 0011119 0009479 -1.76 0.210 -.0475422 0124759 inf | -.0014552 0016213 -3.03 0.122 -.0084572 -.0011403 _cons | -.1472345 1068726 -2.02 0.046 -.2347312 -.0347014 -+ -sigma_u | sigma_e | 07814881 rho | (fraction of variance due to u_i)  Hồi quy theo phương pháp ước lượng FEM xtreg roa lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 373 11 R-sq: Obs per group: = avg = max = 23 23.9 24 within = 0.1337 between = 0.4532 overall = 0.4117 corr(u_i, Xb) = 0.0320 F(8,377) Prob > F = = 5.40 0.0000 -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0646424 0319282 -2.02 0.044 -.1275311 -.0017538 ldr | 0054056 0052407 1.03 0.303 -.0049169 0157281 eta | 0209068 09257 1.12 0.906 -.1932413 1714277 size | -.0143582 0113977 -1.79 0.075 -.0428081 0020918 grow | 0017436 0004396 1.65 0.000 -.0029095 0011778 npl | -.0848556 0046847 -4.04 0.301 -.0043718 0140831 nii | 0019554 0040477 0.24 0.814 -.0070173 0089281 tc/tr | -.0236266 0012194 -2.97 0.003 -.0060166 -.0012366 ggdp | 0016723 0144872 1.36 0.174 -.0480667 0087222 inf | 0153041 0036808 4.16 0.120 0080899 0225183 _cons | 0369004 0255271 1.45 0.150 -.0133799 0871807 -+ -sigma_u | 00337811 sigma_e | 00719008 rho | 18082492 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(10, 245) = 4.92 Prob > F = 0.0000 xtreg roe lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 373 11 R-sq: Obs per group: = avg = max = 23 23.9 24 within = 0.3212 between = 0.0429 overall = 0.4378 corr(u_i, Xb) = -0.4565 F(8,377) Prob > F = = 16.56 0.0000 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0646435 0321475 -2.05 0.056 -.2345097 1243177 ldr | 0058728 0049291 1.09 0.198 -.0277451 1334907 eta | -.2471174 1029611 -1.73 0.086 -1.671129 1768952 size | -.0175991 0124331 -2.04 0.050 -.0208372 0343613 grow | 0015991 0034331 1.04 0.000 020837 0343613 npl | -.272356 2493553 -1.09 0.276 -.7635097 2187977 nii | 0019553 0046122 1.86 0.063 -.0033107 1212213 tc/tr | -.0235889 0012378 -2.90 0.104 -.0060303 -.0011475 ggdp | 0589553 031612 1.86 0.163 -.0033107 1212213 inf | 0151131 0037572 4.02 0.110 0077026 0225235 _cons | -.7288892 1993628 -3.66 0.000 -1.121573 -.3362054 -+ -sigma_u | 04993123 sigma_e | 05615369 rho | 44154563 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(10, 377) = 13.40 Prob > F = 0.0000 xtreg nim lta ldr eta size grow npl nii tc/tr ggdp inf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 373 11 R-sq: Obs per group: = avg = max = 17 17.9 19 within = 0.3430 between = 0.0419 overall = 0.4355 corr(u_i, Xb) = -0.2442 F(8,377) Prob > F = = 29.98 0.0000 -nim | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lta | -.0645472 0322455 -2.07 0.066 -.2324597 1754677 ldr | 0059733 0048761 1.11 0.178 -.0247751 1357407 eta | -.2471474 1027611 -1.63 0.077 -1.541129 1568952 size | -.0175754 0124764 -2.22 0.049 -.0208895 0343672 grow | 0015891 0031221 1.09 0.004 0207863 0378233 npl | -.267546 2468723 -1.11 0.179 -.7542097 2174587 nii | 0019753 0045722 1.47 0.072 -.0032417 1224756 tc/tr | -.0237112 0092718 -2.24 0.000 -.0853359 -.0488882 ggdp | 0573232 0258733 5.31 0.100 0864686 1881778 inf | 0133232 0258733 5.31 0.112 0864686 1881778 _cons | 3.137453 5242782 5.98 0.000 2.106973 4.167934 -+ -sigma_u | 57681743 sigma_e | 1.7994421 rho | 09317988 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(10, 377) = 11.45 Prob > F = 0.0000  So sánh phù hợp REM POLS xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ roa | 0000749 0086536 e | 0000517 0071901 u | 0 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ roe | 0057572 0758763 e | 0031532 0561537 u | 0 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ nim | 002122 0424463 e | 0014262 0596937 u | 0 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000  Kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp ước lượng FEM-REM: hausman fe1 re1 Coefficients -(b) (B) fe1 re1 | | (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E lta | -.0646424 -.0858505 0212081 ldr | 0054056 0064742 -.0010686 0007996 eta | -.0209068 -.0219594 0010526 size | -.0143582 -.0143232 -.0000350 grow | 0017436 0017679 -.0000243 0000403 npl | -.0848556 -.0840222 -.0008334 nii | 0019554 0013912 0005642 003921 tc/tr | -.0236266 -.0283822 0047556 0002658 ggdp | 0153041 0012733 0140308 0023018 inf | 0153041 -.0005148 0158189 0010615 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.097 Prob>chi2 = 0.7254 (V_b-V_B is not positive definite) hausman fe2 re2 Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe re Difference S.E - + -lta | -.0646435 -.0793607 0147172 ldr | 0058728 0062243 -.0003515 0007996 eta | -.2471174 -.0251356 -.2219818 size | -.0175991 -.0121588 -.0054403 grow | 0015991 0017795 -.0001804 0000403 npl | -.2723560 -.0865434 -.1858126 nii | 0019553 0100745 -.0081192 003921 tc/tr | -.0235889 -.0000181 -.0235708 0002658 ggdp | 0589553 0011319 0578234 0023018 inf | 0151131 -.0046752 0197883 0010615 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.089 Prob>chi2 = 0.9655 (V_b-V_B is not positive definite) hausman fe3 re3 Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe re Difference S.E -+ -lta | -0.0645472 -0.0758775 0.0113303 ldr | 0.0059733 0.0065737 -0.0006004 0263324 eta | -0.2471474 -0.0251356 -0.2220118 3562731 size | -0.0175754 -0.0121588 -0.0054166 grow | 0.0015891 0.0017795 -0.0001904 4.49e-06 npl | -0.267546 -0.0865434 -0.1810026 0684293 nii | 0.0019753 0.0100745 -0.0080992 0031921 tc/tr | -0.0237112 -0.0000181 -0.0236931 ggdp | 0.0573232 0.0011319 0.0561913 0971303 inf | 0.0133232 -0.0046752 0.0179984 0020145 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.099 Prob>chi2 = 0.8155 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định tự tương quan estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( 12, 374) = 2.097079 12, 374) = 0217998 12, 374) = 0624834 estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( Kiểm định phương sai thay đổi estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roa chi2(1) = 54.14 Prob > chi2 = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roe chi2(1) = 13.97 Prob > chi2 = 0.0002 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roe chi2(1) = 17.68 Prob > chi2 = 0.0003 ... Tìm nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại để từ đề số biện pháp nhằm đẩy mạnh nhân tố ảnh hưởng tích cực hạn chế nhân tố ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu hoạt động ngân hàng thương. .. đến hiệu hoạt động NHTM Việt Nam? Những nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng?  Cần làm để đẩy mạnh nhân tố ảnh hưởng tích cực hạn chế nhân tố ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu hoạt động. .. mại  Mục tiêu nghiên cứu cụ thể:  Nghiên cứu yếu tố có ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại  Đánh giá chiều hướng mức độ ảnh hưởng yếu tố đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại