Thông tin tài liệu
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ NGỌC TRINH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN THANH KHOẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN 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 PHẠM THỊ NGỌC TRINH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN THANH KHOẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS PHẠM THỊ ANH THƯ TP Hồ Chí Minh, 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn “Các yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng tơi Các liệu tơi thu thập xử lý từ nguồn có uy tín sử dụng hoàn toàn trung thực Kết nghiên cứu chưa công bố công trình khác từ trước đến Mọi thơng tin tham khảo sử dụng nghiên cứu có trích dẫn nguồn liệt kê đầy đủ phần tài liệu tham khảo Tác giả luận văn Phạm Thị Ngọc Trinh MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý lựa chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Kết cấu luận án 1.7 Ý nghĩa khoa học 1.8 Đóng góp nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Tính khoản 2.1.2 Thanh khoản ngân hàng 2.1.3 Rủi ro khoản ngân hàng 2.2 Nguyên nhân gây rủi ro khoản ngân hàng .11 2.3 Các yếu tố tác động đến khoản ngân hàng 12 2.3.1 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP) 13 2.3.2 Lợi nhuận tổng tài sản (ROA) 13 2.3.3 Quy mô ngân hàng (SIZE) 15 2.3.4 Tỷ lệ cho vay huy động (LDR) 15 2.3.5 Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng (LLR) 16 2.3.6 Tăng trưởng kinh tế (GDP) 17 2.3.7 Lạm phát (INF) 17 2.4 Các số đo lường khoản ngân hàng 18 2.5 Lược khảo nghiên cứu liên quan 19 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 24 3.1 Mô tả mẫu nghiên cứu 24 3.2 Phương pháp nghiên cứu 25 3.3 Mơ hình nghiên cứu 25 3.3.1 Mô hình nghiên cứu 25 3.3.2 Nhận định biến mô hình 27 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 31 4.1 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình 31 4.2 Tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 37 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến 37 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 38 4.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình 39 4.3.1 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS mơ hình FEM 39 4.3.2 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS mơ hình REM 40 4.3.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình REM .40 4.4 Kiểm định khiếm khuyết định lượng 40 4.4.1 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư liệu bảng 41 4.4.2 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng 41 4.5 Kết hồi quy 42 4.6 Thảo luận kết nghiên cứu 44 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 50 5.1 Kết luận 50 5.2 Kiến nghị 51 5.3 Hạn chế đề tài 56 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu 57 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Nội dung viết tắt BCTC Báo cáo tài EU Liên minh Châu Âu FEM Fixed Effects Model Mơ hình tác động cố định GDP Gross Domestic Products GMM Generalized Method of Moments INF Inflation Lạm phát KBNN Kho bạc Nhà nước NHNN Ngân hàng nhà nước NHTMCP Ngân hàng thương mại cổ phần OLS Ordinary Least Square Phương pháp bình phương nhỏ REM Random Effects Model Mơ hình tác động ngẫu nhiên TCTD Tổ chức tín dụng Tổng sản phẩm quốc nội VCSH Vốn chủ sở hữu DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU BẢNG Bảng 2.1: Kết kiểm định lựa chọn Pooled OLS FEM 21 Bảng 3.1: Mô tả biến mơ hình nghiên cứu 26 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mơ hình 31 Bảng 4.2: Ma trận tương quan tuyến tính đơn cặp biến 36 Bảng 4.3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai 37 Bảng 4.4: Kết kiểm định lựa chọn Pooled OLS FEM 38 Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled OLS REM 39 Bảng 4.6: Kết kiểm định lựa chọn FEM REM 39 Bảng 4.7: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình 40 Bảng 4.8: Kết kiểm tra tự tương quan mô hình 41 Bảng 4.9: Kết hồi quy mơ hình 41 BIỂU ĐỒ Biểu đồ 4.1: Quy mô NHTMCP 2010 - 2017 33 Biểu đồ 4.2: Biến động ROA NHTMCP 2010 - 2017 .34 Biểu đồ 4.3: Biến động GDP INF NHTMCP 2010 - 2017 35 Biểu đồ 4.4: Biến động CAP LIQ NHTMCP 2010 - 2017 .36 TÓM TẮT Nghiên cứu thực phân tích yếu tố nội yếu tố vĩ mô ngân hàng thương mại cổ phần để xem xét tác động yếu tố lên khoản Với mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến lượng hóa tác động biến độc lập bao gồm yếu tố nội vĩ mô lên biến phụ thuộc khoản Chỉ số khoản khoản cho vay tổng tài sản làm đại diện cho khoản nghiên cứu Mẫu nghiên cứu bao gồm 20 ngân hàng thương mại cổ phần nghiên cứu định lượng phạm vi nước Việt Nam giai đoạn từ năm 2010 đến 2017 Giai đoạn nghiên cứu góp phần việc cập nhật liệu thực nghiệm cho cơng trình nghiên cứu khoản Nghiên cứu sử dụng hồi quy tuyến tính đa biến thông qua liệu bảng đưa kết luận tác động yếu tố đến khoản, đáp ứng mục tiêu nghiên cứu đồng thời trả lời câu hỏi nghiên cứu Kết bao gồm tác động yếu tố nội lẫn yếu tố vĩ mô Với yếu tố đến từ hoạt động ngân hàng quy mô ngân hàng SIZE, tỷ lệ vốn chủ sở hữu CAP có tác động ngược chiều tới khoản, có yếu tố tỷ lệ cho vay huy động LDR tác động c ng chiều với khoản Bên cạnh đó, khoản chịu tác động yếu tố vĩ mơ, điển hình lạm phát INF đồng biến với khoản Đối với yếu tố lại, với thực nghiệm ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam giai đoạn nghiên cứu chưa tìm thấy mối liên hệ nào, bao gồm tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng LLR, tỷ lệ lợi nhuận tài sản ROA tăng trưởng kinh tế GDP với khoản CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý lựa chọn đề tài Theo Diamond & Dybvig (1983) việc đảm bảo khoản cần thiết để phòng tránh rủi ro khoản Nguyên nhân khoản cho vay tài sản khoản việc rút tiền gửi đột ngột dẫn đến khả tốn, khiến cho hệ thống tài nói riêng kinh tế nói chung phải đối mặt với khủng hoảng, chí phá sản Hậu nặng nề từ việc khoản phải kể đến khủng hoảng từ cho vay chuẩn Mỹ vào năm 2007 – hay cịn gọi bong bóng bất động sản làm cho toàn hệ thống kinh tế Mỹ “tê liệt” kéo theo kinh tế quốc gia khác bị ảnh hưởng theo Nguyên nhân Ủy ban Basel Giám sát Ngân hàng từ rủi ro khoản mà ngân hàng sử dụng vốn ngắn hạn để tài trợ cho tài sản họat động có vấn đề khoản lớn họ Từ khủng hoảng trên, việc đảm bảo khoản vấn đề mà không ngân hàng nước quan tâm mà ngân hàng nước xem điều sống cịn cho ngân hàng họ Từ xưa đến xuất nhiều đề tài nghiên cứu liên quan đến khoản, bao gồm chủ đề yếu tố tác động đến khoản nói chung (Aspachs cộng sự, 2005; Valla cộng sự, 2006) tác động yếu tố đến khoản ngân hàng với đặc trưng riêng v ng miền nghiên cứu Vodová (2011) khoản ngân hàng nước Séc Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu cịn xem xét đến mối quan hệ rủi ro khoản với đặc điểm chuyên biệt tỷ giá hối đoái (Bunda & Desquilbet, 2008), lợi nhuận (Lartey cộng sự, 2013), sách tiền tệ (Lucchetta, 2007) Tuy nhiều nghiên cứu khỏan với nhiều chủ đề khác nhau, giải đáp câu hỏi nghiên cứu riêng mục tiêu chung nghiên cứu hướng đến quản trị rủi ro khoản nhằm giúp cho ngân hàng nâng cao lực cạnh tranh (B i Nguyên Khá, 2016), đảm bảo khoản 57 Hạn chế cuối c ng tác giả thiếu sót việc tham khảo nghiên cứu trước đây, điển hình nghiên cứu Trương Quang Thơng với kết phi tuyến tổng tài sản với khoản Dẫn đến nghiên cứu dư thừa việc nghiên cứu lại biến quy mô tài sản tác động đến khoản Với nghiên cứu tiếp theo, tác giả thận trọng lựa chọn biến tham khảo cơng trình nghiên cứu trước 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu Do thời gian có hạn có nhiều điều kiện khách quan mà nghiên cứu cịn nhiều hạn chế nói nên tác giả xin đưa đề xuất hướng nghiên cứu sau: Tác giả tăng thêm số lượng mẫu nghiên cứu bổ sung thêm ngân hàng có đặc điểm khác NHTMCP như: Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển nông thôn Ngân hàng nước Việt Nam Ngoài ra, tác giả phân loại theo quy mô ngân hàng để nghiên cứu đầy đủ chi tiết Kỳ vọng với kết nghiên cứu khách quan đại diện cho toàn ngàng ngân hàng rõ ràng Ngoài biến hoạt động ngân hàng tác động khoản nghiên cứu tác giả có hướng đến tác động nghiên cứu như: tỷ giá hối đối, sách tiền tệ, lãi suất biên Điều kỳ vọng cho nghiên cứu có nhìn từ nhiều khía cạnh khác yếu tố tác động đến khoản ngân hàng Với biến vĩ mô, nghiên cứu bổ sung thêm biến nói khủng hoảng tài tồn cầu tác động đến kinh tế Việt Nam nói chung khoản ngân hàng nói riêng Nghiên cứu lúc khơng tóm gọn điều kiện kinh tế Việt Nam mà mở rộng giới Tất đề xuất cho nghiên cứu giúp cho người đọc nghiên cứu nhà quản trị ngân hàng có thêm nhìn bao qt hơn, mở rộng khoản để từ tăng cường thêm hoạt động quản trị rủi ro khoản TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT B i Nguyên Khá, 2016 Nâng cao lực cạnh tranh ngân hàng thương mại Việt Nam từ góc nhìn khoản Tạp chí Khoa học Cơng nghệ & Thực phẩm, tháng 10/2016, trang 78 – 89 CafeF Báo cáo tài < http://s.cafef.vn/du-lieu.chn> [Ngày truy cập: 07 tháng 06 năm 2018] Dương Thị Bình Minh Sử Đình Thành, 2004 Lý thuyết tài tiền tệ Đại học Kinh tế TP.HCM, Khoa Tài Nhà nước Hệ thống văn quy phạm pháp luật [Ngày truy cập: 10 tháng 07 năm 2018] Huỳnh Thị Hương Thảo, 2011 Giải pháp bảo đảm khoản ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí khoa học & ứng dụng, số 14-15 Lê Long Hậu Nguyễn Ái Nhi, 2016 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu dự phòng rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006 – 2014 Tạp chí Khoa học Đại học Mở TPHCM, số 52 (1) 2017, trang 118 – 129 Lê Quốc Phương, 2017 Thuận lợi thách thức kiểm sốt lạm phát Tạp chí Tài chính, kỳ 1, số tháng 03/2017 Mai Thị Phương Th y B i Thị Điệp, 2018 Yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro khoản ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí tài chính, kỳ 2, tháng 05/2018 Nguyễn Hoàng Phong Phan Thị Thu Hà, 2016 Các yếu tố tác động đến khoản ngân hàng – Thực tiễn nghiên cứu Việt Nam Tạp chí Kinh tế & Phát triển, số 236, tháng 02/2017, trang 26 – 36 Nguyễn Thị Mỹ Linh, 2016 Các yếu tố tác động đến tỷ lệ khoản ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí ngân hàng, số 9, tháng 05/2016, trang 22 – 26 Thư viện pháp luật < https://thuvienphapluat.vn/> [Ngày truy cập: 10 tháng 07 năm 2018] Tổng cục thống kê Dữ liệu vĩ mô < https://www.gso.gov.vn> [Ngày truy cập: 10 tháng 06 năm 2018] Trương Quang Thông, 2013 Các nhân tố tác động đến rủi ro khoản hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển kinh tế, số 276, tháng 10/2013, trang 50 – 62 Vietstock Báo cáo tài [Ngày truy cập: 07 tháng 06 năm 2018] Võ Xuân Vinh, 2016 Rủi ro khoản rủi ro tín dụng: Trường hợp ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển kinh tế, năm thứ 28 – số 1, tháng 01/2017, trang 45 – 63 Vũ Thị Hồng, 2015 Các yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển & Hội nhập, Trường CĐN GTVT Đường thủy II, số 23 (33), tháng 07-08/2015, trang 32 – 49 DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH Akhtar, M F., Ali, K & Sadaqat, S., 2011 Liquidity Risk Management: A comparative study between Conventional and Islamic Banks of Pakistan Interdisciplinary Journal of Research in Business, Vol 1, No 1, pp 35 – 44 Arif, A & Anees, A N., 2012 Liquidity Risk and Performance in the Banking System Journal of Financial Regulation and Compliance, 20(2), 182-195 Aspachs, O., Nier, E & Tiesset, M., 2005 Liquidity, Banking Regulation and macroeconomics Proof of shares, bank liquidity from a panel the bank’s UK – resident Bank of England Working paper Basel, 2008 Principles for Sound Liquidity Risk Management and Supervision [Ngày truy cập: 05 tháng 06 năm 2018] Bunda, I & Desquilbet, J B., 2008 The Bank Liquidity Smile Across Exchange Rate Regimes International Economic Journal, 22(3), pp.361 – 386 Calomiris, C W., Heider, F & Hoerova, M., 2013 A Theory of Bank Liquidity Requirements, SSRN Electronic Journal Diamond, D W & Dybvig, P H., 1983 Bank runs, Deposit Insurance and Liquidity The Journal of Political Economy, Vol 91, No 3, pp 401 – 419 Drehmann, M & Nikolaou, K., 2008 Funding liquidity risk: definition and measurement BIS (Bank for International Settlements) Working paper, No 316 Duttweiler, R., 2009 Managing Liquidity in Banks: A top down approach. [Ngày truy cập: 02 tháng 09 năm 2018] Lartey, V C., Antwi, S & Boadi, E K., 2013 The relationship between Liquidity and Profitability of Listed Banks in Ghana International Journal of Business and Social Science, Vol No 3, pp 48 – 56 Lucchetta, M., 2007 What Do Data Say About Monetary Policy, Bank Liquidity and Bank Risk Taking? Economic Notes Banca Monte dei Paschi di Siena SpA, pp.189 – 203 Shen, C H., Chen, Y K., Kao, L F & Yeh, C Y., 2009 Bank Liquidity Risk and Performance Working paper Valla, N., Escorbiac, B S & Tiesset, M., 2006 Bank liquidity and financial stability Banque de France financial stablility review, pp.89 – 104 Vodová, P., 2011 Determinants of Commercial Bank’s Liquidity in Slovakia. [Ngày truy cập: 03 tháng 09 năm 2018] Vodová, P., 2011 Liquidity of Czech Commercial Banks and its Determinants International Journal of Mathematical Models and Methods in Applied Sciences, pp.1060 – 1067 Vong, A P I & Chan, H S., 2009 Determinants of bank profitability in Macao Macau Monetary Research Bulletin, 12 (6), pp 93 – 113 Waemustafa, W & Sukri, S., 2016 Systematic and Unsystematic Risk Determinants of Liquidity Risk Between Islamic and Conventional Banks International Journal of Economics and Financial Issues, 2016, 6(4), 1321 – 1327 PHỤ LỤC I DANH MỤC CÁC NGÂN HÀNG STT Tên ngân hàng Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB) Ngân hàng TMCP An Bình (ABBANK) Ngân hàng TMCP Phát triển nhà Thành phố Hồ Chí Minh (HDBANK) Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam (VIETINBANK) Ngân hàng TMCP Đầu Tư Phát Triển Việt Nam (BIDV) Ngân hàng TMCP Phương Đông (OCB) Ngân hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam (MARITIMEBANK) Ngân hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam (TECHCOMBANK) Ngân hàng TMCP Nam Á (NAMABANK) 10 Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam (VIETCOMBANK) 11 Ngân hàng TMCP Quốc Dân Việt Nam (NCB) 12 Ngân hàng TMCP Quân Đội (MBBANK) 13 Ngân hàng TMCP Quốc Tế (VIB) 14 Ngân hàng TMCP Đông Nam Á (SEABANK) 15 Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội (SHB) 16 Ngân hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín (SACOMBANK) 17 Ngân hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex (PGBANK) 18 Ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam (EXIMBANK) 19 Ngân hàng TMCP Kiên Long (KIENLONGBANK) 20 Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng (VPBANK) II ĐỊNH LƯỢNG Phụ lục 1: Thống kê mô tả sum liq llr size ldr cap roa inf gdp Variable Obs Mean liq llr size ldr cap 160 160 160 160 160 52.46119 1.232687 32.33594 61.97 9.084375 roa inf gdp 160 160 160 7608125 6.56375 6.1275 Std Dev Min Max 12.53071 1.232823 1.071575 15.64954 3.43275 19.1 -1.01 30.17 21.48 4.06 72.34 11.4 34.72 102.69 25.54 5134566 5.470651 566613 01 5.25 2.54 18.13 6.81 Phụ lục 2: Ma trận tương quan liq liq llr size ldr cap roa inf gdp 1.0000 -0.1323 0.2863 0.9619 -0.0302 0.1286 -0.3099 0.2158 llr size ldr cap roa inf gdp 1.0000 0.1171 -0.1158 0.0584 -0.0467 -0.2135 -0.0162 1.0000 0.2781 -0.7028 0.0420 -0.1909 0.0941 1.0000 0.0594 0.2239 -0.1700 0.1685 1.0000 0.2665 0.1563 -0.1661 1.0000 0.4518 0.0538 1.0000 -0.1892 1.0000 Phụ lục 3: VIF Source SS df MS Number of obs = 160 F( 7, 152) = 499.53 Model 23925.9204 3417.98863 Residual 1040.04898 152 6.84242752 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.9583 Adj R-squared = 0.9564 Total 24965.9694 159 157.018675 liq llr size ldr cap roa inf gdp _cons Coef Std Err -.3288658 -1.330127 7711189 -.5343982 7008307 -.3746466 1521229 53.93969 1848442 3459204 0161669 1076637 5349821 0481105 3942509 12.16591 vif Variable VIF 1/VIF size cap roa inf ldr llr gdp 3.19 3.17 1.75 1.61 1.49 1.21 1.16 0.313195 0.315058 0.570331 0.621235 0.672293 0.828705 0.862372 Mean VIF 1.94 t -1.78 -3.85 47.70 -4.96 1.31 -7.79 0.39 4.43 Root MSE P>|t| 0.077 0.000 0.000 0.000 0.192 0.000 0.700 0.000 = 2.6158 [95% Conf Interval] -.6940614 -2.01356 7391781 -.7471088 -.3561302 -.4696982 -.6267962 29.90357 0363299 -.6466945 8030596 -.3216876 1.757792 -.2795951 931042 77.9758 Phụ lục 4: Kiểm định lựa chọn mơ hình Mơ hình Pooled mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs = Number of groups = 160 20 R-sq: within = 0.9436 between = 0.8974 overall = 0.9067 Obs per group: = 8.0 avg = max = F(7,133) corr(u_i, Xb) = -0.4741 liq Coef Std Err t Prob > F = 317.67 = 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] -.0637266 llr size ldr cap roa inf gdp _cons 1869031 2.164963 7032338 7989638 0214917 -.3346026 1058841 -.208649 5355128 -.2022211 0476316 -.029855 3334755 -62.2695 23.28494 3.8505437 2.0919242 rho 77210932 -0.34 3.08 37.18 -3.16 -0.39 -4.25 -0.09 -2.67 0.734 0.003 0.000 0.002 0.697 0.000 0.929 0.008 -.4334137 7739939 7564542 -.5440373 -1.267872 -.2964345 -.6894565 -108.3262 3059605 3.555932 8414735 -.125168 8505745 -.1080077 6297466 -16.21279 sigma_u sigma_e (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(19, 133) = 5.51 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Pooled mơ hình REM Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 160 20 R-sq: within = 0.9358 between = 0.9714 overall = 0.9559 Obs per group: = avg = max = 8.0 Wald chi2(7) corr(u_i, X) Prob > chi2 = = 2562.58 0.0000 liq = (assumed) Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -.147162 llr size ldr cap roa inf gdp _cons -.6517105 7830578 -.466585 1897917 -.3192243 1766115 30.29753 185352 4358801 0189564 1059283 5399621 0449899 3482895 14.83956 -0.79 -1.50 41.31 -4.40 0.35 -7.10 0.51 2.04 0.427 0.135 0.000 0.000 0.725 0.000 0.612 0.041 -.5104453 -1.50602 745904 -.6742007 -.8685147 -.4074029 -.5060233 1.212528 sigma_u sigma_e rho 1.3392198 2.0919242 29069846 (fraction of variance due to u_i) xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects liq[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var liq Test: sd = sqrt(Var) e 157.0187 4.376147 12.53071 2.091924 u 1.79351 1.33922 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 23.78 0.0000 2161213 2025989 8202116 -.2589693 1.248098 -.2310457 8592464 59.38253 Mơ hình FEM mơ hình REM Coefficients (b) (B) fe re llr size ldr cap roa inf gdp -.0637266 2.164963 7989638 -.3346026 -.208649 -.2022211 -.029855 -.147162 -.6517105 7830578 -.466585 1897917 -.3192243 1766115 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0834354 2.816674 0159061 1319823 -.3984406 1170032 -.2064665 024029 5518571 0101266 015642 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) = 16.58 Prob>chi2 = 0.0203 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 5: Kiểm định phương sai thay đổi Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 160 20 R-sq: within = 0.9436 between = 0.8974 Obs per group: = avg = 8.0 max = = = 317.67 0.0000 overall = 0.9067 F(7,133) corr(u_i, Xb) = -0.4741 liq Prob > F Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -.0637266 llr size 2.164963 1869031 7032338 -0.34 3.08 0.734 0.003 -.4334137 7739939 3059605 3.555932 ldr cap roa inf gdp 7989638 -.3346026 -.208649 -.2022211 -.029855 0214917 1058841 5355128 0476316 3334755 37.18 -3.16 -0.39 -4.25 -0.09 0.000 0.002 0.697 0.000 0.929 7564542 -.5440373 -1.267872 -.2964345 -.6894565 8414735 -.125168 8505745 -.1080077 6297466 _cons -62.2695 23.28494 -2.67 0.008 -108.3262 -16.21279 sigma_u sigma_e 3.8505437 2.0919242 rho 77210932 F test that all u_i=0: (fraction of variance due to F(19, 133) = 5.51 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (20) Prob>chi2 = = 1113.38 0.0000 Phụ lục 6: Kiểm định tự tương quan nhiễu Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 19) = Prob > F = 17.234 0.0005 u_i) Prob > F = 0.0000 Phụ lục 7: Kết hồi quy Source SS df MS Number of obs = F( 7, 152) = 160 499.53 Model Residual 23925.9204 1040.04898 152 3417.98863 6.84242752 Prob > F R-squared Adj R-squared = = = 0.0000 0.9583 0.9564 Total 24965.9694 159 157.018675 Root MSE = 2.6158 liq Coef llr size ldr cap roa inf gdp _cons -.3288658 -1.330127 7711189 -.5343982 7008307 -.3746466 1521229 53.93969 Std Err .1848442 3459204 0161669 1076637 5349821 0481105 3942509 12.16591 t -1.78 -3.85 47.70 -4.96 1.31 -7.79 0.39 4.43 P>|t| 0.077 0.000 0.000 0.000 0.192 0.000 0.700 0.000 [95% Conf Interval] -.6940614 -2.01356 7391781 -.7471088 -.3561302 -.4696982 -.6267962 29.90357 0363299 -.6466945 8030596 -.3216876 1.757792 -.2795951 931042 77.9758 Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 160 20 R-sq: within = 0.9436 between = 0.8974 overall = 0.9067 Obs per group: = avg = max = 8.0 F(7,133) corr(u_i, Xb) = -0.4741 Prob > F = = 317.67 0.0000 liq Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -.0637266 llr size ldr cap roa inf gdp _cons 2.164963 7989638 -.3346026 -.208649 -.2022211 -.029855 -62.2695 1869031 7032338 0214917 1058841 5355128 0476316 3334755 23.28494 sigma_u sigma_e rho 3.8505437 2.0919242 77210932 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(19, 133) = -0.34 3.08 37.18 -3.16 -0.39 -4.25 -0.09 -2.67 5.51 0.734 0.003 0.000 0.002 0.697 0.000 0.929 0.008 -.4334137 7739939 7564542 -.5440373 -1.267872 -.2964345 -.6894565 -108.3262 3059605 3.555932 8414735 -.125168 8505745 -.1080077 6297466 -16.21279 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 160 20 R-sq: within = 0.9358 between = 0.9714 overall = 0.9559 Obs per group: = avg = max = 8.0 Wald chi2(7) corr(u_i, X) Prob > chi2 = = 2562.58 0.0000 liq = (assumed) Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -.147162 llr size ldr cap roa inf gdp _cons -.6517105 7830578 -.466585 1897917 -.3192243 1766115 30.29753 sigma_u sigma_e rho 1.3392198 2.0919242 29069846 185352 4358801 0189564 1059283 5399621 0449899 3482895 14.83956 -0.79 -1.50 41.31 -4.40 0.35 -7.10 0.51 2.04 0.427 0.135 0.000 0.000 0.725 0.000 0.612 0.041 -.5104453 -1.50602 745904 -.6742007 -.8685147 -.4074029 -.5060233 1.212528 (fraction of variance due to u_i) 2161213 2025989 8202116 -.2589693 1.248098 -.2310457 8592464 59.38253 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: stt Number of obs = 140 Time variable : nm Number of instruments = 36 Wald chi2(7) = 894.73 Prob > chi2 = 0.000 Number of groups = Obs per group: = avg = max = 20 7.00 Robust liq Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] llr -.128746 593368 -0.22 0.828 -1.291726 1.034234 size ldr -2.705092 874899 1.20886 0429911 -2.24 20.35 0.025 0.000 -5.074415 790638 -.3357701 95916 cap roa -1.069733 9381612 3255415 7759511 -3.29 1.21 0.001 0.227 -1.707782 -.5826749 -.431683 2.458997 inf gdp -.2665436 3141882 0745557 4958502 -3.58 0.63 0.000 0.526 -.41267 -.6576604 -.1204171 1.286037 _cons 95.03698 41.29835 2.30 0.021 14.09371 175.9803 Instruments for orthogonal deviations equation Standard FOD.L.roa GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/7).roa Instruments for levels equation Standard L.roa _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.roa Arellano-Bond test for Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: AR(2) in first differences: z = z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of overid restrictions: chi2(28) = 40.84 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(28) = 10.75 (Robust, but weakened by many instruments.) -1.81 0.67 Pr > z = Pr > z = 0.070 0.503 Prob > chi2 = 0.055 Prob > chi2 = 0.999 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(21) Difference (null H = exogenous): chi2(7) iv(L.roa) = = 9.06 1.69 Prob > chi2 = Prob > chi2 = 0.989 0.975 Hansen test excluding group: chi2(27) Difference (null H = exogenous): chi2(1) = = 10.89 -0.14 Prob > chi2 = Prob > chi2 = 0.997 1.000 ... xét yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 4 Mục tiêu cụ thể: Xác định yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Từ đó, đo lường chiều hướng ảnh. .. cứu để trả lời cho câu hỏi: - Các yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam? - Các yếu tố tác động đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam? 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên... cứu Đối tượng nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến khoản ngân hàng thương mại cổ phần (NHTMCP) Việt Nam Phạm vi nghiên cứu: 20 ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam từ năm 2010 đến năm 2017 1.5 Phương
Ngày đăng: 15/09/2020, 09:47
Xem thêm:
