Tác động của thu nhập ngoài lãi đến rủi ro tín dụng và khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại việt nam​

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TPHCM NGUYỄN KIM TUYẾN TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã ngành: 60.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: TS NGUYỄN MINH SÁNG TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2019 Trang Trang phụ bìa Lời cam đoan Lời cảm ơn Tóm tắt luận văn thạc sỹ Mục lục i Danh mục bảng vi Danh mục từ viết tắt vii Danh mục phụ lục viii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài “Tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam” cơng trình nghiên cứu tác giả Các thông tin, liệu sử dụng đề tài trung thực, xác đáng tin cậy Các nội dung trích dẫn tác giả thu thập từ nguồn khác có ghi nguồn gốc phần tài liệu tham khảo Tp HCM, ngày …… tháng …… năm 2019 Tác giả Nguyễn Kim Tuyến LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin chân thành cảm ơn Quý Thầy Cô trường Đại học Ngân hàng TP Hồ Chí Minh, nơi tơi học tập nghiên cứu giảng dạy suốt thời gian làm luận văn Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành sâu sắc đến Người hướng dẫn khoa học TS Nguyễn Minh Sáng đã định hướng nghiên cứu, hướng dẫn, động viên hỗ trợ hồn tồn để tơi hồn thành luận văn Tôi xin bày tỏ lời cảm ơn chân thành đến gia đình, đồng nghiệp, bạn bè tạo điều kiện thời gian đóng góp ý kiến q báu giúp tơi hồn thành nhiệm vụ nghiên cứu Tp Hồ Chí Minh, ngày… tháng … năm 2019 Tác giả Nguyễn Kim Tuyến TÓM TẮT LUẬN VĂN THẠC SỸ Sử dụng liệu từ báo cáo tài kiểm tốn 26 ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2008 – 2018, nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng với liệu bảng để đo lường phân tích tác động thu nhập ngồi lãi đến chất lượng tài sản hay rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy thu nhập lãi có tác động chiều đến chất lượng tài sản hay đa dạng hóa làm tăng rủi ro tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Đây biến số có tác động chiều đến khả sinh lời hệ thống ngân hàng thương mại Điều minh chứng cho tầm quan trọng nguồn thu từ hoạt động lãi đến lợi nhuận hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn nghiên cứu Ngoài ra, nghiên cứu cho thấy yếu tố khác tỷ lệ chi phí thu nhập đánh giá hiệu hoạt động ngân hàng, hệ số toán nợ quy mơ ngân hàng đồng biến với rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Bên canh đó, nghiên cứu cho thấy quy mơ tín dụng có quan hệ đồng biến với khả sinh lời hay hoạt động tín dụng phát triển góp phần làm tăng khả sinh lời ngân hàng thương mại Các yếu tố khác quy mô tiền gửi, quy mô ngân hàng có mối quan hệ đồng biến với khả sinh lời ngân hàng thương mại i MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 1.1 Tính cấp thiết đề tài nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.5.1 Dữ liệu nghiên cứu 1.5.2 Phương pháp nghiên cứu 1.5.3 Quy trình nghiên cứu 1.6 Bố cục đề tài KẾT LUẬN CHƯƠNG CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGỒI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 2.1 Cơ sở lý thuyết thu nhập lãi ngân hàng thương mại 2.1.1 Thu nhập ngân hàng thương mại 2.1.2 Lợi ích thu nhập lãi mang lại cho ngân hàng thương mại 2.2 Cơ sở lý thuyết rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại 2.2.1 Rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại ii 2.2.2 Các số đánh giá rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại 11 2.3 Cơ sở lý thuyết khả sinh lời ngân hàng thương mại 13 2.3.1 Khả sinh lời ngân hàng thương mại 13 2.3.2 Các số đo lường khả sinh lời ngân hàng thương mại 14 2.4 Cơ sở lý thuyết tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại 18 2.4.1 Cơ sở lý thuyết tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại 18 2.4.2 Cơ sở lý thuyết tác động thu nhập lãi khả sinh lời ngân hàng thương mại 21 2.5 Tổng quan nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại 24 2.5.1 Các nghiên cứu giới 25 2.5.2 Các nghiên cứu nước 29 2.5.3 Bài học rút từ cơng trình nghiên cứu trước tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại 31 KẾT LUẬN CHƯƠNG 31 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 32 3.1 Dữ liệu nghiên cứu phương pháp nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 32 3.2 Mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 33 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu 33 3.2.2 Thực nghiệm nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại giả thuyết nghiên cứu 34 iii 3.3 Mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 39 3.3.1 Mơ hình nghiên cứu 39 3.3.2 Thực nghiệm nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến khả sinh lời ngân hàng thương mại giả thuyết nghiên cứu 40 KẾT LUẬN CHƯƠNG 46 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN TÁC ĐỘNG THU NHẬP NGỒI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 47 4.1 Phân tích mơ tả nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 47 4.1.1 Thống kê mơ tả liệu mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 47 4.1.2 Thống kê mô tả liệu mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 48 4.2 Phân tích tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 49 4.2.1 Lựa chọn mơ hình POOLED OLS, FEM REM nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 49 4.2.2 Kiểm định giả thuyết hồi quy mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 51 4.2.3 Tổng hợp kết kiểm định lựa chọn mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 52 4.2.4 Khắc phục khuyết tật mơ hình kiểm định kết hồi quy nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 53 4.3 Phân tích tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 54 iv 4.3.1 Lựa chọn mơ hình POOLED OLS, FEM REM tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 54 4.3.2 Kiểm định giả thuyết hồi quy mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi tới khả sinh lời ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 57 4.3.3 Tổng hợp kết kiểm định lựa chọn mơ hình tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 58 4.3.4 Khắc phục khuyết tật mơ hình kiểm định kết hồi quy nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROA ngân hàng thương mại Việt Nam 59 4.4 Tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 70 4.4.1 Lựa chọn mơ hình POOLED OLS, FEM REM tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 61 4.4.2 Kiểm định giả thuyết hồi quy mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi tới khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 63 4.4.3 Tổng hợp kết kiểm định lựa chọn mơ hình tác động thu nhập ngồi lãi đến khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 64 4.4.4 Khắc phục khuyết tật mơ hình kiểm định kết hồi quy nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 64 4.5 Đánh giá tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 66 4.5.1 Đánh giá tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam 66 4.5.2 Đánh giá tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 67 KẾT LUẬN CHƯƠNG 67 v CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN TÁC ĐỘNG THU NHẬP NGỒI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM, HÀM Ý CHÍNH SÁCH VÀ HẠN CHẾ CỦA NGHIÊN CỨU 68 5.1 Tóm tắt kết tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 68 5.2 Hàm ý sách 69 5.3 Hạn chế nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam 73 5.3.1 Về liệu, cách sử dụng biến mơ hình 73 5.3.2 Về phương pháp tiếp cận mơ hình nghiên cứu 74 KẾT LUẬN CHƯƠNG 75 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO i PHỤ LỤC viii xl 5.3.2 Phân tích hồi quy theo FEM Fixed-effects (within) regression Number of obs = Group variable: id Number of groups = 26 R-sq: within = 0.0627 between = 0.1627 overall = 0.0926 corr(u_i, Xb) = 0.1089 286 Obs per group: = 11 avg = 11.0 max = 11 F (6,254) = 2.83 Prob > F = 0.0110 -LLP | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NNII -0.0012869 0.0051263 -0.25 0.802 -0.0113823 0.0088086 CIR 0.0140535 0.0053075 2.65 0.009 0.0036012 0.0245057 LOATA -0.0013327 0.0010189 -1.31 0.192 -0.0033392 0.0006738 ETA 0.0109541 0.0085121 1.29 0.199 -0.0058091 0.0277173 SIZE 0.0009504 0.0005583 1.70 0.090 -0.000149 0.0020499 ROE 0.002843 0.0047508 0.60 0.550 -0.0065131 0.012199 _CONS -0.0176481 0.0111176 -1.59 0.114 -0.0395426 0.0042464 -+ -sigma_u | 00312944 sigma_e | 00435254 rho | 0.34078171 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F (25, 254) = 4.90 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 5.3.3 Phân tích hồi quy theo REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups R-sq: within = 0.0593 = 286 26 Obs per group: = between = 0.2452 avg = 11.0 overall = 0.1229 max = 11 Wald chi2(6) corr(u_i, X) = = (assumed) = 11 22.68 Prob > chi2 = 0.0009 -LLP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NNII 0.0002703 0.0049828 0.05 0.957 -0.0094958 0.0100365 CIR 0.0130324 0.0050449 2.58 0.010 0.0031446 0.0229201 -0.0014602 0.0009933 -1.47 0.142 -0.0034071 0.0004868 ETA 0.0136388 0.0082005 1.66 0.096 -0.0024338 0.0297114 SIZE 0.0014184 0.0004572 3.10 0.002 0.0005223 0.0023145 ROE 0.0033629 0.0046166 0.73 0.466 -0.0056856 0.0124113 -0.0256311 0.009799 -2.62 0.009 -0.0448368 -0.0064254 LOATA _CONS -+ -sigma_u | 00274557 sigma_e | 00435254 rho | 28464446 (fraction of variance due to u_i) Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xli 5.3.4 Lựa chọn FEM REM thông qua kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe re Difference S.E -+ -NNII -0.0012869 0.0002703 -0.0015572 0.0012043 0.0140535 0.0130324 0.0010211 0.0016488 -0.0013327 -0.0014602 0.0001274 0.0002266 ETA 0.0109541 0.0136388 -0.0026847 0.002282 SIZE 0.0009504 0.0014184 -0.000468 0.0003204 0.002843 0.0033629 -0.0005199 0.0011212 CIR LOATA ROE -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.69 Prob>chi2 = 0.4588 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 5.3.5 Lựa chọn POOLED OLS REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ ROE | e | u | 0074899 0047737 0865444 0690922 Test: Var(u) = chibar2(01) = 0.00 Prob > chibar2 = 1.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlii 5.4 Kiểm định giả thuyết mơ hình LLP 5.4.1 Kiểm định khơng có đa cộng tuyến Sử dụng ma trận tương quan -LLP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NNII 0.0002703 0.0049828 0.05 0.957 -0.0094958 0100365 CIR 0.0130324 0.0050449 2.58 0.010 0.0031446 0229201 -0.0014602 0.0009933 -1.47 0.142 -0.0034071 0004868 ETA 0.0136388 0.0082005 1.66 0.096 -0.0024338 0297114 SIZE 0.0014184 0.0004572 3.10 0.002 0.0005223 0023145 ROE 0.0033629 0.0046166 0.73 0.466 -0.0056856 0124113 -0.0256311 0.009799 -2.62 0.009 -0.0448368 -.0064254 LOATA _CONS -+ -sigma_u | 00274557 sigma_e | 00435254 rho | 28464446 (fraction of variance due to u_i) Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 5.4.2 Kiểm định phương sai thay đổi Tests for the error component model: llp[id,t] = Xb + u[id] + v[id,t] v[id,t] = rho v[id,(t-1)] + e[id,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ llp | 0.0000289 0053756 e | 0.0000189 00435254 u | 7.54e-06 00274557 Tests: Random Effects, Two Sided: LM(Var(u)=0) = 81.96 Pr>chi2(1) = 0.0000 ALM(Var(u)=0) = 12.44 Pr>chi2(1) = 0.0004 Random Effects, One Sided: LM(Var(u)=0) = 9.05 Pr>N(0,1) = 0.0000 ALM(Var(u)=0) = 3.53 Pr>N(0,1) = 0.0002 Serial Correlation: LM(rho=0) ALM(rho=0) = 189.04 = 119.53 Pr>chi2(1) = 0.0000 Pr>chi2(1) = 0.0000 Joint Test: LM(Var(u)=0,rho=0) = 201.48 Pr>chi2(2) = 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xliii 5.4.3 Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 81.306 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 5.5 Khắc phục tượng tự tương quan tượng phương sai thay đổi phương pháp FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.6032) Estimated covariances = 26 Number of obs Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = = 286 Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 = = = = 26 11 64.46 0.0000 -LLP | COEF STD ERR Z P>|Z| [95% CONF INTERVAL] -+ -NNII | 0050045 0030973 1.62 0.106 -.0010661 0110752 CIR | 0117697 0031491 3.74 0.000 0055977 0179418 LOATA| -.0009169 0008065 -1.14 0.256 -.0024976 0006638 ETA | 0162405 0054997 2.95 0.003 0054614 0270196 SIZE | 0021983 0003336 6.59 0.000 0015444 0028521 001553 0022214 0.70 0.484 -.0028009 0059069 0073121 -5.53 0.000 -.0547786 -.0261158 ROE | _CONS| -.0404472 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xliv Phụ lục – Kết kiểm định mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROA NHTM Việt Nam 6.1 Mô tả mẫu nghiên cứu Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -ROA | 286 0092101 0104846 -.0551175 1040812 NNII | 286 0745572 0619236 -.1551397 3034155 LOAN | 286 5836584 2356227 0562 9674 DEPO | 286 7210598 1442917 0231 9139 ETA | 286 0994301 0689591 0093 4624 -+ -LLP | 286 0127406 0053754 0006 0384 SIZE | 286 18.20141 1.247526 14.8936 20.9956 DELTA | 286 2247385 2911914 -.9175075 1.544541 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 6.2 Phân tích tương quan mơ hình ROA | ROA NNII LOAN DEPO ETA LLP SIZE DELTA -+ -ROA | 1.0000 NNII | 0.2943 1.0000 LOAN | -0.0150 0.0276 1.0000 DEPO | -0.0613 -0.1095 -0.0424 1.0000 ETA | 0.6900 0.0389 -0.1018 0.0326 1.0000 LLP | -0.0506 0.1232 0.0017 0.0232 -0.1003 1.0000 SIZE | -0.2089 0.1809 0.0380 -0.0321 -0.5653 0.3144 DELTA | 0.0121 0.1034 0.0811 -0.0745 -0.1551 -0.1601 1.0000 -0.0766 1.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlv 6.3 So sánh mơ hình panel data: Pooled Regression, FEM, REM 6.3.1 Phân tích hồi quy theo Pooled Regression Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 018703232 00267189 Residual | 012626029 278 000045417 F( -+ -Total | 031329261 285 000109927 7, 286 278) = 58.83 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.5970 Adj R-squared = 0.5868 Root MSE 00674 = -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 0341489 0068112 5.01 0.000 0207409 0475569 LOAN | 0019494 0017086 1.14 0.255 -.001414 0053127 DEPO | -.0033482 002793 -1.20 0.232 -.0088464 00215 ETA | 0935852 0053979 17.34 0.000 0829592 1042112 LLP | -.0964995 0795102 -1.21 0.226 -.253018 0600191 SIZE | 0021509 0004268 5.04 0.000 0013108 002991 DELTA | 0045893 0014552 3.15 0.002 0017247 0074538 _CONS | -.0409237 0082665 -4.95 0.000 -.0571967 -.0246508 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 6.3.2 Phân tích hồi quy theo FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id R-sq: within = 0.5902 between = 0.5742 overall = 0.5870 Number of obs = 286 Number of groups = 26 Obs per group: = 11 avg = 11.0 max = 11 F(7,253) = 52.06 corr(u_i, Xb) = -0.0433 Prob > F = 0.0000 -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 0329585 0076081 4.33 0.000 0179752 0479417 LOAN | 0020877 0021329 0.98 0.329 -.0021128 0062882 DEPO | -.0052636 0048413 -1.09 0.278 -.014798 0042708 ETA | 0898772 0061291 14.66 0.000 0778067 1019476 LLP | -.1330715 0944087 -1.41 0.160 -.3189985 0528556 SIZE | 001274 0007434 1.71 0.088 -.0001899 002738 DELTA | 0039486 0014934 2.64 0.009 0010075 0068897 _CONS | -.0225725 0135341 -1.67 0.097 -.0492263 0040813 -+ -sigma_u | 00284821 sigma_e | 00650707 rho | 16078498 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(25, 253) = 1.81 Prob > F = 0.0126 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlvi 6.3.3 Phân tích hồi quy theo REM Random-effects GLS regression Number of obs = 286 Group variable: id Number of groups = 26 R-sq: = 0.5884 Obs per group: = 11 between = 0.6355 avg = 11.0 overall = 0.5962 max = 11 Wald chi2(7) = 403.65 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 0340795 0070065 4.86 0.000 020347 0478119 LOAN | 0019898 0018529 1.07 0.283 -.0016418 0056213 DEPO | -.0042331 0033603 -1.26 0.208 -.0108191 0023529 ETA | 092404 005581 16.56 0.000 0814655 1033425 LLP | -.1082336 0838442 -1.29 0.197 -.2725653 0560981 SIZE | 0019205 000505 3.80 0.000 0009307 0029102 DELTA | 0042983 0014356 2.99 0.003 0014846 007112 _CONS | -.0357704 0096906 -3.69 0.000 -.0547637 -.0167772 -+ -sigma_u | 00222888 sigma_e | 00650707 rho | 10500816 (fraction of variance due to u_i) Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 6.3.4 Lựa chọn FEM REM thông qua kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) | fe re (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E -+ -nnii | 0329585 0340795 -.001121 0029652 loan | 0020877 0019898 0000979 0010565 depo | -.0052636 -.0042331 -.0010305 0034852 eta | 0898772 092404 -.0025268 0025334 llp | -.1330715 -.1082336 -.0248379 0433953 size | 001274 0019205 -.0006464 0005455 delta | 0039486 0042983 -.0003497 0004115 -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)= 2.45 - Prob>chi2 = 0.9306 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlvii 6.3.5 Lựa chọn POOLED OLS REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: roa | 0001099 0104846 e | 0000423 0065071 u | 4.97e-06 0022289 Var(u) = chibar2(01) = 4.90 Prob > chibar2 = 0.0134 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 6.4 Kiểm định giả thuyết mơ hình ROA 6.4.1 Kiểm định khơng có đa cộng tuyến Sử dụng ma trận tương quan | ROA NNII LOAN DEPO ETA LLP SIZE DELTA -+ -ROA | 1.0000 NNII | 0.2943 1.0000 LOAN | -0.0150 0.0276 1.0000 DEPO | -0.0613 -0.1095 -0.0424 1.0000 ETA | 0.6900 0.0389 -0.1018 0.0326 1.0000 LLP | -0.0506 0.1232 0.0017 0.0232 -0.1003 1.0000 SIZE | -0.2089 0.1809 0.0380 -0.0321 -0.5653 0.3144 1.0000 DELTA | 0.0121 0.1034 0.0811 -0.0745 -0.1551 -0.1601 -0.0766 1.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlviii 6.4.2 Kiểm định phương sai thay đổi Tests for the error component model: roa[id,t] = Xb + u[id] + v[id,t] v[id,t] = rho v[id,(t-1)] + e[id,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ roa | 0001099 0104846 e | 0000423 00650707 u | 4.97e-06 00222888 Tests: Random Effects, Two Sided: LM(Var(u)=0) = 4.90 Pr>chi2(1) = 0.0268 ALM(Var(u)=0) = 1.62 Pr>chi2(1) = 0.2027 Random Effects, One Sided: LM(Var(u)=0) = 2.21 Pr>N(0,1) = 0.0134 ALM(Var(u)=0) = -1.27 Pr>N(0,1) = 0.8987 LM(rho=0) = 62.32 Pr>chi2(1) = 0.0000 ALM(rho=0) = 59.04 Pr>chi2(1) = 0.0000 LM(Var(u)=0,rho=0) = 63.94 Pr>chi2(2) = 0.0000 Serial Correlation: Joint Test: Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 6.4.3 Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = Prob > F = 7.877 0.0096 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 xlix 6.5 Khắc phục tượng tự tương quan tượng phương sai thay đổi phương pháp FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 26 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.5420) Number of obs = 286 Number of groups = 26 Time periods = 11 Wald chi2(7) = 325.36 Prob > chi2 = 0.0000 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 0335844 0041785 8.04 0.000 0253948 0417741 LOAN | 0011052 0011831 0.93 0.350 -.0012137 0034241 DEPO | -.0052332 0029235 -1.79 0.073 -.0109632 0004968 ETA | 084312 0062112 13.57 0.000 0721383 0964857 LLP | -.0731999 0545522 -1.34 0.180 -.1801204 0337205 SIZE | 0016674 0003582 4.66 0.000 0009654 0023694 DELTA | 002327 0008207 2.84 0.005 0007185 0039355 _CONS | -.0289976 0075719 -3.83 0.000 -.0438382 -.0141571 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 l Phụ lục – Kết kiểm định mơ hình nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROE NHTM Việt Nam 7.1 Mô tả mẫu nghiên cứu Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -ROE | 286 0922202 0930007 -.820021 659253 NNII | 286 0745572 0619236 -.15514 303416 LOAN | 286 5836609 2356226 056241 967351 DEPO | 286 7210598 1442917 0231 9139 ETA | 286 0994301 0689591 0093 4624 -+ -LLP | 286 0127405 0053756 0005529 0384407 SIZE | 286 18.20141 1.247526 14.8936 20.9956 DELTA | 286 2247384 2911914 -.917508 1.544541 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 7.2 Phân tích tương quan mơ hình ROE | ROE NNII LOAN DEPO ETA LLP SIZE DELTA -+ ROE | 1.0000 NNII | 0.3116 1.0000 LOAN | 0.0232 0.0276 1.0000 DEPO | 0.0300 -0.1095 -0.0424 1.0000 ETA | -0.0878 0.0389 -0.1018 0.0326 1.0000 LLP | 0.0571 0.1232 0.0017 0.0232 -0.1003 1.0000 SIZE | 0.2670 0.1809 0.0380 -0.0321 -0.5653 0.3144 DELTA | 0.1423 0.1034 0.0811 -0.0745 -0.1551 -0.1601 1.0000 -0.0766 1.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 li 7.3 So sánh mơ hình panel data: Pooled Regression, FEM, REM 7.3.1 Phân tích hồi quy theo Pooled Regression Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 7, 286 278) = 8.24 Model | 423408819 060486974 Prob > F = 0.0000 Residual | 2.04159442 278 007343865 R-squared = 0.1718 Adj R-squared = 0.1509 -+ -Total | 2.46500324 285 008649134 Root MSE = 0857 -ROE | COEF STD ERR T P>|T| [95% CONF INTERVAL] -+ -NNII | 3776169 0866108 4.36 0.000 2071207 5481131 LOAN | 0019298 0217262 0.09 0.929 -.0408389 0446985 DEPO | 0493654 0355164 1.39 0.166 -.0205498 1192805 ETA | 0861659 0686399 1.26 0.210 -.0489541 2212859 LLP | -.6158924 1.011054 -0.61 0.543 -2.606186 1.374401 SIZE | 0220914 0054267 4.07 0.000 0114088 032774 DELTA | 048623 018504 2.63 0.009 0121972 0850488 _CONS | -.3869577 1051174 -3.68 0.000 -.5938849 -.1800304 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 7.3.2 Phân tích hồi quy theo FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id R-sq: within = 0.0948 between = 0.0417 overall = 0.0735 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 286 26 11 11.0 11 corr(u_i, Xb) F(7,253) Prob > F = = 3.78 0.0006 = -0.1143 -ROE | COEF STD ERR T P>|T| [95% CONF INTERVAL] -+ -NNII | 2803449 0924812 3.03 0.003 0982139 462476 LOAN | 0159611 0259266 0.62 0.539 -.0350984 0670206 DEPO | -.0985893 0588492 -1.68 0.095 -.214486 0173075 ETA | -.0095418 0745026 -0.13 0.898 -.156266 1371825 LLP | -2.08976 1.147599 -1.82 0.070 -4.349823 1703039 SIZE | 0072437 0090361 0.80 0.424 -.0105518 0250393 DELTA | 035372 0181534 1.95 0.052 -.000379 0711229 _CONS | 0209313 1645156 0.13 0.899 -.3030632 3449258 -+ -sigma_u | 05081715 sigma_e | 07909758 rho | 29216403 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(25, 253) = 2.93 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 lii 7.3.3 Phân tích hồi quy theo REM Random-effects GLS regression Number of obs = 286 Group variable: id Number of groups = 26 R-sq: = 0.0775 Obs per group: = 11 between = 0.4006 avg = 11.0 overall = 0.1589 max = 11 Wald chi2(7) = 34.86 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -ROE | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 3358835 0879002 3.82 0.000 1636023 5081647 LOAN | 0067681 0234573 0.29 0.773 -.0392074 0527437 DEPO | -.0097266 0435555 -0.22 0.823 -.0950939 0756407 ETA | 050689 0700988 0.72 0.470 -.0867021 1880802 LLP | -1.127747 1.056824 -1.07 0.286 -3.199084 9435894 SIZE | 0165792 0065389 2.54 0.011 0037631 0293953 DELTA | 0428739 0178905 2.40 0.017 0078092 0779385 _CONS | -.2321614 125053 -1.86 0.063 -.4772607 0129379 -+ -sigma_u | 03188871 sigma_e | 07909758 rho | 13981101 (fraction of variance due to u_i) Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 liii 7.3.4 Lựa chọn FEM REM thông qua kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) | fe re (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E -+ -NNII | 2803449 3358835 -.0555386 0287459 LOAN | 0159611 0067681 009193 0110427 DEPO | -.0985893 -.0097266 -.0888627 0395745 ETA | -.0095418 050689 -.0602308 0252347 LLP | -2.08976 -1.127747 -.9620126 4473327 SIZE | 0072437 0165792 -.0093355 0062364 DELTA | 035372 0428739 -.0075019 0030782 -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) = 12.58 Prob>chi2 = 0.0830 (V_b-V_B is not positive definite Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 7.4 Kiểm định giả thuyết mơ hình ROE 7.4.1 Kiểm định khơng có đa cộng tuyến Sử dụng ma trận tương quan | roe nnii loan depo eta llp size delta -+ -roe | 1.0000 nnii | 0.3116 1.0000 loan | 0.0232 0.0276 1.0000 depo | 0.0300 -0.1095 -0.0424 1.0000 eta | -0.0878 0.0389 -0.1018 0.0326 1.0000 llp | 0.0571 0.1232 0.0017 0.0232 -0.1003 1.0000 size | 0.2670 0.1809 0.0380 -0.0321 -0.5653 0.3144 1.0000 delta | 0.1423 0.1034 0.0811 -0.0745 -0.1551 -0.1601 -0.0766 1.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 liv 7.4.2 Kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = 10194.73 Prob>chi2 = 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 7.4.3 Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 2.896 Prob > F = 0.1012 Nguồn: Tác giả tính tốn STATA 14 7.5 Khắc phục tượng tự tương quan tượng phương sai thay đổi phương pháp D&K Regression with Driscoll-Kraay standard errors Number of obs = 286 Method: Fixed-effects regression Number of groups = 26 Group variable (i): id F( = 122.97 maximum lag: Prob > F = 0.0000 within R-squared = 0.0948 7, 10) -| ROE | Drisc/Kraay Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NNII | 2803449 0694715 4.04 0.002 1255527 4351371 LOAN | 0159611 0351681 0.45 0.660 -.0623983 0943205 DEPO | -.0985893 0549222 -1.80 0.103 -.2209635 0237849 ETA | -.0095418 0814092 -0.12 0.909 -.1909328 1718493 LLP | -2.08976 1.036445 -2.02 0.071 -4.399103 219583 SIZE | 0072437 013501 0.54 0.603 -.0228384 0373259 DELTA | 035372 0050629 6.99 0.000 0240911 0466529 _cons | 0209313 2202095 0.10 0.926 -.4697261 5115887 Nguồn: Tác giả tính toán STATA 14 ... nghiên cứu tác động thu nhập lãi đến khả sinh lời ROE ngân hàng thương mại Việt Nam 64 4.5 Đánh giá tác động thu nhập lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Việt Nam... LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 2.1 Cơ sở lý thuyết thu nhập lãi ngân hàng thương mại 2.1.1 Thu. .. quan đến tác động thu nhập ngồi lãi đến rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng thương mại Chương trình bày ngắn gọn lý thuyết liên quan đến thu nhập ngồi lãi, rủi ro tín dụng khả sinh lời ngân hàng