(Luận văn thạc sĩ) tác động của các nguồn thu nhập ngoài lãi đến hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH ĐOÀN QUANG TRUNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NGUỒN THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH ĐOÀN QUANG TRUNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NGUỒN THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: TS Phạm Thị Tuyết Trinh TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2019 TĨM TẮT ĐỀ TÀI Luận văn trình bày hệ thống chi tiết sở lý thuyết phương pháp nghiên cứu nhằm xác định mức độ tác động nguồn thu nhập lãi đến hiệu kinh doanh NHTM Việt Nam Nghiên cứu tiến hành hồi quy liệu bảng 29 NHTM Việt Nam giai đoạn 2012-2018 hỗ trợ đắc lực phần mềm kinh tế lượng STATA Nghiên cứu xây dựng hai mơ hình ước lượng bao gồm: (i) Mơ hình với hai biến phụ thuộc ROE ROA đại diện cho hiệu kinh doanh NHTM với biến độc lập tỷ lệ nguồn thu nhập lãi cấu thu nhập NHTM biến độc lập khác đóng vai trị biến kiểm sốt mơ hình; (ii) Mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn đến mức độ tác động nguồn thu nhập lãi đến hiệu kinh doanh NHTM dựa phát triển mơ hình Kết nghiên cứu cho thấy tỷ lệ thu nhập từ hoạt động dịch vụ, kinh doanh, đầu tư hoạt động ngồi lãi khác có tác động chiều đến hiệu kinh doanh ngân hàng Đồng thời kết nghiên cứu chứng thực nghiệm cho thấy nhóm ngân hàng có sở hữu vốn nước ngồi có mức độ tác động tỷ lệ thu nhập từ hoạt động kinh doanh đầu tư đến hiệu kinh doanh mạnh nhóm ngân hàng sở hữu vốn nhà nước NHTM tư nhân Dựa kết hồi quy mơ hình nghiên cứu, tác giả đưa phân tích, nhận định giải thích mơ hình dựa ý nghĩa kinh tế nó, đồng thời trình bày số đề xuất gợi ý sách đối phù hợp NHNN nhóm NHTM Việt Nam nhằm thúc đẩy gia tăng hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng i LỜI CAM ĐOAN Tơi tên là: ĐỒN QUANG TRUNG, Học viên lớp cao học CH19B1, niên khoá 2017-2019 trường ĐH Ngân hàng TP HCM Mã học viên: 020119170146 Tôi xin cam đoan: “Luận văn chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung công bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn.” TP Hồ Chí Minh, ngày 06 tháng 09 năm 2019 Ký tên Đoàn Quang Trung ii LỜI CÁM ƠN Tôi xin trân trọng gửi lời cảm ơn chân thành sâu sắc đến TS Phạm Thị Tuyết Trinh người hướng dẫn khoa học, cô trực tiếp dẫn dắt, dành nhiều thời gian, tâm huyết hướng dẫn tận tình, đồng thời cho tơi chia sẻ, góp ý vơ q giá để tơi hồn thành luận văn cao học Tiếp theo, xin trân trọng cảm ơn thầy cô giáo dành thời gian để truyền đạt tri thức vô quý giá thời gian năm gắn bó với lớp CH19B1 Cuối cùng, tơi xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, bạn bè, đồng nghiệp người giúp đỡ, đồng hành ủng hộ suốt thời gian thực luận văn Trân trọng! Đoàn Quang Trung iii MỤC LỤC TÓM TẮT ĐỀ TÀI i LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CÁM ƠN iii MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu đề tài 1.2.1 Mục tiêu tổng quát 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Tổng quan phương pháp nghiên cứu 1.6 Những đóng góp đề tài CHƯƠNG 2.1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT 11 Các khái niệm NHTM 11 2.1.1 Khái niệm NHTM 11 2.1.2 Phân loại NHTM theo hình thức sở hữu 11 2.1.3 Hiệu kinh doanh NHTM 12 2.1.4 Các nguồn thu nhập NHTM 13 2.2 Ảnh hưởng thu nhập lãi đến hiệu kinh doanh NHTM 14 2.3 Các nhân tố khác ảnh hưởng đến hiệu kinh doanh NHTM 16 2.3.1 Nhóm yếu tố bên ngân hàng 16 2.3.2 Nhóm yếu tố bên ngồi ngân hàng 17 2.4 Các cơng trình nghiên cứu trước 18 2.4.1 Các nghiên cứu nước 18 2.4.2 Các nghiên cứu nước 20 2.5 Kết luận chương 22 CHƯƠNG 3.1 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 23 Mơ hình nghiên cứu 23 3.1.1 Mơ hình 23 3.1.2 Mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn 27 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 29 3.3 Phương pháp ước lượng 31 3.4 Kết luận chương 33 CHƯƠNG 4.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 34 Thống kê mô tả biến ma trận hệ số tương quan 34 4.1.1 Thống kê mơ tả biến mơ hình 34 4.1.1.1 Biến đo lường hiệu hoạt động 34 4.1.1.2 Các nguồn thu nhập lãi 35 4.1.1.3 Các yếu tố khác 37 4.1.2 4.2 Phân tích tương quan 39 Mơ hình 40 4.2.1 Kết lựa chọn mơ hình 40 4.2.2 Kết hồi quy mơ hình 42 4.3 Mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn 44 4.3.1 Kết lựa chọn mơ hình 44 4.3.2 Kết hồi quy mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn 46 4.4 Thảo luận kết 48 4.4.1 Phân tích kết nghiên cứu 48 4.4.2 Tác động thu nhập từ hoạt động dịch vụ đến hiệu kinh doanh 52 4.4.3 Tác động thu nhập từ hoạt động đầu tư, kinh doanh đến hiệu kinh doanh 53 4.4.4 4.5 Tác động thu nhập từ hoạt động khác đến hiệu kinh doanh 54 Kết luận chương 55 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 56 5.1 Kết luận 56 5.2 Một số gợi ý sách nhằm nâng cao HQKD NHTM Việt Nam 56 5.2.1 Một số gợi ý sách nhằm thúc đẩy hoạt động tạo TNNL 56 5.2.2 5.3 Một số gợi ý sách liên quan đến yếu tố tác động khác 58 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 60 TÀI LIỆU THAM KHẢO 62 PHỤ LỤC 65 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT STT Từ viết tắt Nội dung diễn giải NHNN Ngân hàng nhà nước Việt Nam TCTD Tổ chức tín dụng NHTM Ngân hàng thương mại NHTMCP Ngân hàng thương mại cổ phần TNHH Trách nhiệm hữu hạn TNNL Thu nhập lãi ROA Tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản ROE Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu VCSH Vốn chủ sở hữu 10 HĐKD Hoạt động kinh doanh 11 HQKD Hiệu kinh doanh 12 FEM Fixed Effects Model (Mơ hình tác động cố định) 13 REM Random Effects Model (Mơ hình tác động ngẫu nhiên) 14 Pooled Pooled Ordinary Least Squares (Phương pháp ước lượng bình OLS phương tối thiểu thơng thường) GLS General Least Square (Phương pháp bình phương bé tổng 15 quát) DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Phân loại nguồn TNNL NHTM 14 Bảng 3.1 Các biến độc lập sử dụng mơ hình 23 Bảng 3.2 Giả thuyết nghiên cứu mơ hình 26 Bảng 3.3 Hệ số hồi quy riêng nhóm NHTM 28 Bảng 3.4 Giả thuyết nghiên cứu bổ sung mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn 28 Bảng 3.5 Danh sách Ngân hàng lựa chọn đưa vào nghiên cứu 30 Bảng 4.1 Thống kê mơ tả chi tiết biến mơ hình nghiên cứu 34 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan 39 Bảng 4.3 Hệ số phóng đại phương sai VIF 40 Bảng 4.4 Kết hồi quy mơ hình theo FEM, REM 41 Bảng 4.5 Kết hồi quy mơ hình theo GLS 43 Bảng 4.6 Kết hồi quy mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo FEM, REM 44 Bảng 4.7 Kết hồi quy mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo GLS 46 Bảng 4.8 Kết hệ số hồi quy riêng nhóm ngân hàng 48 DANH MỤC HÌNH Hình 4.1 Biến động ROE ROA giai đoạn 2012-2018 35 Hình 4.2 Cơ cấu thu nhập NHTM Việt Nam giai đoạn 2012-2018 36 Hình 4.3 Biến động yếu tố khác giai đoạn 2012-2018 37 Hình 4.4 Diễn biến ROE, ROA nguồn thu nhập lãi NHTM 50 Hình 4.5 Diễn biến ROE, ROA nguồn thu nhập lãi NHTM 51 Hình 4.6 Diễn biến ROE, ROA nguồn thu nhập lãi NHTM 51 trình bày mục 5.5.1, dựa kết nghiên cứu thực nghiệm đạt được, luận văn đưa số gợi ý sách sau: (i) Gia tăng tốc độ tăng trưởng quy mô tổng tài sản: Gia tăng tốc độ tăng trưởng quy mô tổng tài sản giúp NHTM huy động nguồn lực nhanh hơn, nắm bắt kịp thời hội để đầu tư vào tài sản có sinh lời có hiệu sinh lời cao, qua tác động làm gia tăng hiệu kinh doanh ngân hàng Tuy nhiên, thời gian NHTM trọng tập trung đầu tư vào cho vay khách hàng khơng có phương án kiểm sốt chất lượng khoản vay chặt chẽ, làm gia tăng rủi ro hoạt động ngân hàng, làm giảm hiệu kinh doanh ngân hàng Trong thời gian tới, NHTM nên chuyển hướng tập trung sử dụng nguồn lực để phát triển hoạt động phi tín dụng thay tập trung vào hoạt động tín dụng truyền thống nhằm nâng cao hiệu kinh doanh ngân hàng (ii) Gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản: Vốn chủ sơ hữu thường xem đệm chống sốc, giúp NHTM chống đỡ, vượt qua rủi ro hoạt động kinh doanh Việc gia tăng vốn chủ sở hữu vấn đề cấp bách NHTM quan tâm thời gian qua, hầu hết NHTM có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cấu vốn Ngân hàng thấp khiến hiệu kinh doanh chưa cao Trong thực tế, NHTM có tỷ lệ vốn hố thị trường cao kèm theo phát triển gia tăng thu nhập, nâng cao hiệu kinh doanh ngân hàng Chính vậy, việc cổ phần hoá gia tăng vốn chủ sở hữu biện pháp hiệu để cải thiện hiệu kinh doanh NHTM Trong thời gian tới cần đẩy nhanh tiến độ cổ phần hoá NHTM cịn trì hình thức Ngân hàng TNHH Đổi chế hoạt động hoạt động kinh doanh theo hướng theo hướng gia tăng tính tự chủ giải vấn đề hoạt động, cổ đông đại diện cho phần vốn nhà nước nên đóng vai trị định hướng cho hoạt động kiểm tra giám sát hoạt động ban lãnh đạo NHTM Bên cạnh đó, NHNN cần phối hợp với Bộ tài đơn vị có liên quan cải cách hệ thống kế toán kiểm toán ngân hàng hành theo chuẩn mực kế toán kiểm toán quốc tế Góp phần chuẩn hố hệ thống báo cáo tài NHTM theo chuẩn mực kế tốn quốc tế, giúp cho nhà đầu tư ngồi nước nhìn 59 nhận cách trung thực hợp lý tranh tài NHTM, tạo điều kiện cho NHTM cao lực, thuận lợi việc huy động thêm nguồn vốn chủ sở hữu nhằm đáp ứng điều kiện an toàn vốn hoạt động kinh doanh ngân hàng theo tiêu chuẩn Basel, đồng thời khai thác hỗ trợ công nghệ lực quản lý ngân hàng Việt Nam có đầu tư vốn nước ngồi (iii) Có kế hoạch huy động vốn phù hợp Các khoản huy động vốn từ tiền gửi khách hàng khơng phải lúc có chi phí thấp, áp lực cạnh tranh buộc ngân hàng phải tăng chi phí cho việc huy động vốn tiền gửi Vì vậy, ngân hàng cần có chiến lược huy động vốn phù hợp để tiết kiệm chi phí tăng hiệu kinh doanh xây dựng kịch ứng phó giai đoạn lãi suất biến động mạnh, nâng cao chất lượng dịch vụ phi tín dụng nhằm gia tăng nguồn thu cho ngân hàng thu hút nguồn tiền gửi không kỳ hạn giá rẻ thị trường nhằm nâng cao hiệu kinh doanh NHTM thời gian tới (iv) Gia tăng tỷ lệ thu nhập lãi tổng tài sản Tỷ lệ thu nhập lãi tổng tài sản cao dấu hiệu quan trọng cho thấy ngân hàng thành công việc quản lý tài sản nguồn lực để gia tăng hiệu kinh doanh Thực tế, áp lực cạnh tranh buộc ngân hàng phải tăng chi phí cho việc huy động vốn tiền gửi, giảm lãi suất cho vay dẫn đến tỷ lệ thu nhập lãi tổng tài sản trì mức thấp Trong thời gian tới, NHTM nên tập trung phát triển dịch vụ tốn khơng sử dụng tiền mặt nhằm thu hút nguồn vốn không kỳ hạn giá rẻ đầu vào, đầu NHTM cần có sách lãi suất cho vay theo mức độ rủi ro khoản vay, đảm bảo khoản vay có rủi ro cao có lãi suất cao nhằm cải thiện tỷ lệ thu nhập lãi tổng tài sản, góp phần gia tăng hiệu kinh doanh NHTM 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu Trong khuôn khổ phạm vi nghiên cứu đề tài, tác giả thu thập liệu 29 NHTM Việt Nam giai đoạn 2012-2018 để ước lượng mơ hình nhằm đánh giá mức độ tác động nguồn thu nhập ngồi lãi có xem xét đến yếu tố sở hữu vốn yếu tố khác đến hiệu kinh doanh NHTM Tuy đạt số kết định mục tiêu nghiên cứu ban đầu đặt ra, nghiên cứu hạn 60 chế mà nghiên cứu khắc phục tiếp tục triển khai thêm để có đóng góp tồn diện Nghiên cứu tồn số chế sau: - Mẫu nghiên cứu hạn chế, số lượng NHTM Việt Nam lớn, đồng thời điều kiện minh bạch thơng tin Việt Nam cịn hạn chế nên nhiều NHTM không công bố BCTC công bố không đầy đủ, đặc biệt ngân hàng có sở hữu vốn nước ngồi số lượng năm quan sát Ngân hàng không không thu thập liệu năm số lượng NHTM có sở hữu vốn nước ngồi Việt Nam cịn hạn chế, chưa phản ánh xác thực trạng nhóm NHTM có sở hữu vốn nước ngồi Việt Nam Do đó, số liệu thu thập cịn chưa trọn vẹn, số lượng năm quan sát ngắn (7 năm) dẫn đến tượng đa cộng tuyến số biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc nên phải loại bỏ - Nghiên cứu đánh giá phương diện tài NHTM, từ kết nghiên cứu tác giả rút số đề xuất, gợi ý sách có giá trị tham khảo định NHTM, NHNN đơn vị có liên quan Tuy nhiên mơ hình, kết dừng lại yếu tố tác động từ mảng tài NHTM Luận văn chưa có điều kiện trình bày yếu tố kỹ thuật, công nghệ, xu hướng thị trường, để đưa kết hoàn thiện - Do hạn chế thơng tin nghiên cứu chưa sâu phân tích rõ hoạt động NHTM góp phần đóng góp đáng kể cho nguồn thu dịch vụ NHTM, chưa hoạt động dịch vụ mạnh loại hình ngân hàng Do đề xuất, gợi ý sách cịn mang tính chung chung nhằm thúc đẩy dịch vụ NHTM điều kiện nguồn lực NHTM Việt Nam nhiều hạn chế Những hạn chế đề tài hướng nghiên cứu cho đề tài tương lai thu nhập lãi ngân hàng 61 TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tham khảo tiếng Việt Nguyễn Khắc Minh 2004, Từ điển Toán kinh tế, Thống kê, kinh tế lượng Anh – Việt, NXB Khoa học kỹ thuật; Hoàng Ngọc Tiến Võ Thị Hiền 2010, ‘Trao đổi phương pháp tính tỷ lệ thu nhập ngồi tín dụng ngân hàng thương mại’, Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, số 48, trang 36-39; Lê Long Hậu Phạm Xuân Quỳnh 2016, ‘Tác động đa dạng hóa thu nhập đến hiệu kinh doanh Ngân hàng thương mại Việt Nam’, Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số 124, trang 11-22; Lê Thị Tuyết Hoa, Đặng Văn Dân ctg 2017, Giáo trình Lý thuyết Tài – Tiền tệ, NXB Kinh tế TP HCM; Nguyễn Minh Sáng, Nguyễn Thị Thùy Trang 2018, ‘Tác động thu nhập lãi đến rủi ro khả sinh lời NHTM Việt Nam’, Tạp chí khoa học Đại học Đà Lạt – tập 8, 118-132; Nguyễn Thị Cành, Võ Đình Vinh Nguyễn Văn Chiến 2015, ‘Risk and Income Diversification in the Vietnamese Banking System’, Journal of Applied Finance and Banking, Vol 5, Issue 1, pp 93-109; Phạm Anh Thuỷ 2015, Phát triển dịch vụ phi tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam, Luận án tiến sĩ, Trường ĐH Ngân hàng TP HCM Danh mục tài liệu tham khảo tiếng Anh Afonso, A., Schuknecht, L., Tanzi, V 2006, ‘Public Sector Efficiency: Evidence for New EU Member States and Emerging Markets’, ECB Working Paper, No 581; Baele, L., Jonghe, O., and Vannet, R 2007, ‘Does the stock market value bank diversification?’, Journal of Banking and Finance, Vol 31, No 7, Pages 1999-2023; Chiorazzo, Milani, C., and Salvini, F 2008, ‘Income diversification and bank performance: Evidence from Italian banks’, Journal of Financial Services Research, Vol 33, Issue 3, pp 181-203; Choi, S and Hasan, I 2005, ‘Ownership, governance, and bank performance: Korean experience’, Financial Markets, Institutions & Instruments, Vol.14, Issue 4, pp 215-242; 62 Claessens, S., Demirgỹỗ Kunt, A and Huizinga, H 2001, ‘How does foreign entry affect domestic banking markets?’, Journal of Banking and Finance, Vol 25, Issue 5, pp 891-911; Demirgỹỗ-Kunt, A and Huizinga, H 1999, ‘Determinants of commercial bank interest margins and profitability: Some international evidence’, The World Bank Economic Review, Vol 13, Issue 2, pp 379–408; DeYoung, R., and Roland, K.P 2001, ‘Product Mix and Earnings Volatility at Commercial Banks: Evidence from a Degree of Total Leverage Model’, Journal of Financial Intermediation, Volume 10, Issue 1, pp 54-84; DeYoung, R., and Tara Rice 2004, ‘Non-interest Income and Financial Performance at U.S.A Commercial Bank’, The Financial Review, Vol 39, Issue 1, pp 101-127; Flamini, V., Donald, M., and Schumacher, L 2009, ‘‘The determinants of commercial bank profitability in sub-Saharan Africa,’’ IMF Working Paper; Gürbüz, A., Yanik, A., and Aytürk, Y 2013, ‘Income Diversification and Bank Performance: Evidence From Turkish Banking Sector’, BDDK Bankacılık ve Finansal Piyasalar; Joon-Ho Hahm 2008, ‘Determinants and Consequences of Non-Interest Income Diversification of Commercial Banks in OECD Countries’, East Asian Economic Review, Vol 12, No 1, pp 3-31; Klein, P.G., Saidenberg, M.R 1998, ‘Diversification, organization, and efficiency: evidence from bank holding companies’, Wharton School Center for Financial Institutions Center, University of Pennsylvania, Working Papers 97-27; Lepetit, L., Nys, E., Rous, P., Tarazi, A 2008, ‘Bank income structure and risk: An empirical analysis of European banks’, Journal of Banking & Finance, Vol 32, Issue 8, pp 1452-1467; Levine, R., Caprio, G and Barth, J 2004, ‘Bank Regulation and Supervision: What Works Best?’, Policy Research and Working Paper 2725; Molyneux, P and Thornton, J 1992, ‘Determinants of European bank profitability: A note’, Journal of Banking & Finance, Vol 16, Issue 6, pp 1173-1178; 63 Odesanmi, S and Wolfe, S 2007, Revenue diversification and insolvency risk: Evidence from banks in emerging economies, School of Management, University of Southampton, Highfield, Southampton, SO 171BJ, UK; Rogers, K 1998, ‘Product mix, Bank Powers, and Complementarities at U S Commercial Banks’, Journal of Economics and Business, Volume 50, Issue 2, Pages 205-218; Sturm, J.E and Williams, B., 2004, ‘Foreign bank entry, deregulation and bank efficiency: lessons from the Australian experience’, Journal of Banking and Finance, Vol 28, 1775–1799; Thi Canh Nguyen, Dinh Vinh Vo and Van Chien Nguyen 2015, ‘Risk and Income Diversification in the Vietnamese Banking System’, Journal of Applied Finance and Banking, Vol 5, Issue 1, pp 93-109; Wooldridge, J.M 2002, Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press Cambridge, Massachusetts, London, England 64 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Thống kê mơ tả biến mơ hình Variable Obs Mean ROE ROA ISER ITRA IOTH 195 195 195 195 195 0870213 0078379 0635794 06349 0601039 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA 195 195 195 195 195 GDP 195 Std Dev Min Max 0623253 0062496 0573766 1015467 074348 0009058 0000977 -.1448178 -.3430988 -.1134627 2773159 0287069 3035281 5765766 4649805 163072 0933335 5420349 732121 0276957 1718137 0423283 1211094 1243162 0113295 -.3924051 033692 2062369 3859046 0046759 1.122222 3074738 7867977 9651064 0821973 0623795 0063852 0525 0708 Phụ lục 2: Ma trận hệ số tương quan ROE ROA ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP ROE ROA ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP 1.0000 0.7797 0.3141 -0.0686 -0.0793 0.0836 -0.1083 0.2660 0.0547 0.6362 0.2427 1.0000 0.2536 0.0160 -0.0759 0.1040 0.4746 0.0509 0.0834 0.7084 0.0863 1.0000 0.0199 0.0209 -0.0942 -0.1459 0.2916 0.3548 0.0653 0.2025 1.0000 -0.0582 0.1267 0.1355 -0.2528 0.0653 -0.2888 0.1058 1.0000 0.0645 -0.0057 -0.0888 -0.1549 -0.1467 -0.1284 1.0000 0.0534 0.0765 0.0524 -0.0142 0.0430 1.0000 -0.3004 -0.0382 0.2727 -0.2540 1.0000 0.5015 0.2307 0.3440 1.0000 0.0604 0.3202 1.0000 -0.0248 1.0000 Phụ lục 3: Nhân tử phóng đại phương sai VIF SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -ISER 1.23 1.11 0.8138 0.1862 ITRA 1.31 1.14 0.7652 0.2348 IOTH 1.09 1.04 0.9209 0.0791 TAGR 1.06 1.03 0.9392 0.0608 EQTA 1.42 1.19 0.7047 0.2953 LOATA 1.90 1.38 0.5268 0.4732 DELIA 1.60 1.27 0.6247 0.3753 INTA 1.39 1.18 0.7197 0.2803 GDP 1.28 1.13 0.7826 0.2174 -Mean VIF 1.36 65 Phụ lục 4: Kết hồi quy mơ hình Kết ước lượng mơ hình theo FEM với biến phụ thuộc ROE Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.4883 between = 0.5963 overall = 0.5418 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, Xb) F(8,158) Prob > F = 0.0975 Std Err t ROE Coef ISER ITRA IOTH TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2145374 0924243 0419534 022754 0055036 -.1267482 3.407214 2.854253 -.121319 0864034 0359183 0395926 0165623 0570485 0410196 4799208 5153685 0313188 sigma_u sigma_e rho 03076017 03275259 46866046 (fraction of variance due to u_i) 2.48 2.57 1.06 1.37 0.10 -3.09 7.10 5.54 -3.87 P>|t| = = 0.014 0.011 0.291 0.171 0.923 0.002 0.000 0.000 0.000 18.85 0.0000 [95% Conf Interval] 0438828 0214823 -.0362455 -.0099582 -.1071724 -.2077657 2.459326 1.836353 -.1831764 F test that all u_i=0: F(28, 158) = 5.17 3851919 1633662 1201524 0554661 1181796 -.0457308 4.355102 3.872154 -.0594615 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng mơ hình theo REM với biến phụ thuộc ROE Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.4854 between = 0.6338 overall = 0.5609 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) ROE Coef Std Err z ISER ITRA IOTH TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2653924 0847449 0398788 0234917 0162616 -.1093575 3.555352 2.577959 -.1297006 0677642 0327341 0376924 015836 042002 0332135 3579082 4648442 0291328 sigma_u sigma_e rho 02955182 03275259 44876207 (fraction of variance due to u_i) 3.92 2.59 1.06 1.48 0.39 -3.29 9.93 5.55 -4.45 P>|z| 0.000 0.010 0.290 0.138 0.699 0.001 0.000 0.000 0.000 66 = = 192.59 0.0000 [95% Conf Interval] 1325769 0205873 -.033997 -.0075463 -.0660609 -.1744548 2.853865 1.666881 -.1867999 3982078 1489024 1137546 0545297 098584 -.0442601 4.25684 3.489037 -.0726013 Kết ước lượng mơ hình theo FEM với biến phụ thuộc ROA Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.5994 between = 0.6593 overall = 0.6378 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, Xb) F(9,157) Prob > F = 0.0437 Std Err t ROA Coef ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0233848 0127607 0092367 0030345 0190818 -.0024135 -.0118918 3973297 1564383 -.0080384 0069514 0029325 0033385 0013264 0112583 0045733 0032867 0419091 0463432 003065 sigma_u sigma_e rho 00309802 00261906 58319384 (fraction of variance due to u_i) 3.36 4.35 2.77 2.29 1.69 -0.53 -3.62 9.48 3.38 -2.62 P>|t| = = 0.001 0.000 0.006 0.023 0.092 0.598 0.000 0.000 0.001 0.010 26.10 0.0000 [95% Conf Interval] 0096544 0069685 0026426 0004146 -.0031555 -.0114466 -.0183838 3145513 0649017 -.0140925 F test that all u_i=0: F(28, 157) = 5.68 0371153 0185529 0158308 0056545 0413192 0066195 -.0053999 4801082 2479749 -.0019844 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng mơ hình theo REM với biến phụ thuộc ROA Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.5889 between = 0.7547 overall = 0.6918 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) ROA Coef Std Err z ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0282485 011053 0067975 0029761 0332388 -.0049423 -.0075298 4012485 1681513 -.012023 0055473 0027371 0031557 0013001 0089462 0035032 0027333 0324061 0404503 0027555 sigma_u sigma_e rho 00234724 00261906 44543143 (fraction of variance due to u_i) 5.09 4.04 2.15 2.29 3.72 -1.41 -2.75 12.38 4.16 -4.36 P>|z| 0.000 0.000 0.031 0.022 0.000 0.158 0.006 0.000 0.000 0.000 67 = = 310.40 0.0000 [95% Conf Interval] 0173761 0056883 0006125 0004279 0157045 -.0118084 -.0128869 3377337 0888703 -.0174237 039121 0164176 0129825 0055243 0507731 0019238 -.0021727 4647632 2474324 -.0066223 TAGR LOATA DELIA INTA GDP 022754 0234917 0055036 0162616 Coefficients -.1267482 -.1093575 (b) (B) 3.407214 3.555352 ROA_fe1 ROA_re1 2.854253 2.577959 ISER 0233848 0282485 -.0007377 -.0107579 -.0173908 (b-B) -.1481385 Difference 2762944 -.0048637 0048511 0386052 0240721 sqrt(diag(V_b-V_B)) 3197275 S.E .2225412 0041893 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Kết quảITRA kiểm Hausman mơ hình với biến phụ.0010524 thuộc ROE 0127607 011053 0017077 B = định inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained fromlàxtreg IOTH TAGR Test: Ho: EQTA LOATA DELIA INTA GDP 0092367 0067975 0024392 0030345 in coefficients 0029761 0000584 difference not systematic 0190818 0332388 -.014157 -.0024135 -.0049423 0025288 chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) -.0118918= -.0075298 -.004362 3.23 3973297= 4012485 -.0039187 Prob>chi2 0.9194 1564383 1681513 -.011713 0010895 0002629 0068348 0029398 0018254 0265748 0226157 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Kết kiểm định Hausman mơ hình với biến phụ thuộc ROA B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.39 Prob>chi2 = 0.0077 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Wooldridge cho tượng tự tương quan mơ hình với biến phụ thuộc ROE xtserial ROE ISER ITRA IOTH TAGR LOATA DELIA INTA GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 42.041 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Wooldridge cho tượng tự tương quan mơ hình với biến phụ thuộc ROA xtserial ROA ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 15.190 Prob > F = 0.0006 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian mô hình (ROE) xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t] Estimated results: Var ROE e u Test: sd = sqrt(Var) 0038844 0010727 0008733 0623253 0327526 0295518 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 77.20 0.0000 Kiểm định Modified Wald mơ hình (ROA) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = Prob>chi2 = 2291.98 0.0000 68 Kết ước lượng mơ hình theo GLS với biến phụ thuộc ROE Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROE Coef ISER ITRA IOTH TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2544967 0886113 0645034 0111004 039514 -.0789859 3.208286 1.27583 -.0770114 29 Std Err .065405 0205291 0233307 0093202 0351195 0272167 3137614 3421413 0271634 (0.8198) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(8) Prob > chi2 z 3.89 4.32 2.76 1.19 1.13 -2.90 10.23 3.73 -2.84 P>|z| 0.000 0.000 0.006 0.234 0.261 0.004 0.000 0.000 0.005 = = 195 29 = = = = = 6.724138 153.28 0.0000 [95% Conf Interval] 1263052 0483749 018776 -.0071668 -.029319 -.1323296 2.593325 6052453 -.1302508 3826881 1288477 1102308 0293676 108347 -.0256421 3.823247 1.946415 -.0237721 Kết ước lượng mơ hình theo GLS với biến phụ thuộc ROA Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROA Coef ISER ITRA IOTH TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0265515 0091361 006028 0022345 0328313 -.0043636 -.0047828 3815566 0829246 -.0080363 29 10 Std Err .0045389 0015794 0020153 0008932 0070757 0023629 0021172 0235165 0274221 0019556 (0.5850) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 z 5.85 5.78 2.99 2.50 4.64 -1.85 -2.26 16.23 3.02 -4.11 P>|z| 0.000 0.000 0.003 0.012 0.000 0.065 0.024 0.000 0.002 0.000 = = 195 29 = = = = = 6.724138 525.20 0.0000 [95% Conf Interval] 0176553 0060406 0020781 0004838 0189632 -.0089948 -.0089323 3354651 0291783 -.0118692 69 0354477 0122316 0099779 0039852 0466994 0002676 -.0006332 4276481 1366708 -.0042034 Phụ lục 5: Kết hồi quy mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn Kết ước lượng mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo FEM với biến phụ thuộc ROE Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.5062 between = 0.0348 overall = 0.1610 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, Xb) F(14,152) Prob > F = -0.4939 Std Err t ROE Coef ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2514283 0863477 0436942 -.889451 -.1432605 -.1748433 -.9107623 1774151 0065627 0194235 022292 -.1289371 3.298988 2.56946 -.0905808 0885749 0365448 040024 5644099 4164118 4188342 6123493 2756431 4499722 0168599 0586913 0411543 484035 5708564 0355136 sigma_u sigma_e rho 058993 03280508 76380788 (fraction of variance due to u_i) 2.84 2.36 1.09 -1.58 -0.34 -0.42 -1.49 0.64 0.01 1.15 0.38 -3.13 6.82 4.50 -2.55 P>|t| = = 0.005 0.019 0.277 0.117 0.731 0.677 0.139 0.521 0.988 0.251 0.705 0.002 0.000 0.000 0.012 F test that all u_i=0: F(28, 152) = 3.67 11.13 0.0000 [95% Conf Interval] 0764314 0141463 -.0353809 -2.004552 -.9659627 -1.002332 -2.120577 -.3671714 -.8824446 -.0138866 -.0936641 -.2102453 2.342683 1.441623 -.1607447 4264252 1585491 1227693 2256503 6794417 6526448 2990526 7220016 8955701 0527335 1382481 -.0476288 4.255293 3.697297 -.0204169 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo REM với biến phụ thuộc ROE Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.4850 between = 0.7501 overall = 0.6284 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, X) Wald chi2(14) Prob > chi2 = (assumed) ROE Coef Std Err z ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2813581 0620463 0286455 -.0406175 5297546 1086676 -.3125254 33072 -.092345 0296488 -.0095809 -.0993505 3.637749 2.66939 -.1361443 0654107 0326938 0387494 3750746 2586458 2608003 2920225 2292346 4155469 0160961 0437948 0336848 3416536 4851181 0305131 sigma_u sigma_e rho 01883657 03280508 24795179 (fraction of variance due to u_i) 4.30 1.90 0.74 -0.11 2.05 0.42 -1.07 1.44 -0.22 1.84 -0.22 -2.95 10.65 5.50 -4.46 P>|z| 0.000 0.058 0.460 0.914 0.041 0.677 0.285 0.149 0.824 0.065 0.827 0.003 0.000 0.000 0.000 = = 227.96 0.0000 [95% Conf Interval] 1531554 -.0020323 -.0473019 -.7757502 0228181 -.4024916 -.884879 -.1185715 -.906802 -.001899 -.0954171 -.1653714 2.96812 1.718576 -.1959488 70 4095608 1261249 104593 6945151 1.036691 6198268 2598281 7800115 7221119 0611966 0762552 -.0333296 4.307378 3.620204 -.0763397 Kết ước lượng mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo FEM với biến phụ thuộc ROA Fixed-effects (within) regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups R-sq: within = 0.6096 between = 0.1826 overall = 0.3752 Obs per group: corr(u_i, Xb) = = 195 29 = avg = max = 6.7 = = 15.72 0.0000 F(15,151) Prob > F = -0.2018 ROA Coef Std Err t ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0250616 0118679 0087437 -.0087938 0055987 -.0103167 -.0860823 0125849 -.0024736 0027668 0272232 -.0014376 -.0121282 380979 1563528 -.0079229 0071289 0030215 0034005 0456469 0334999 0338249 0514436 0222906 0361918 0013604 0121276 0047444 003316 0433317 0499255 0032589 sigma_u sigma_e rho 0050227 00263624 78401668 (fraction of variance due to u_i) 3.52 3.93 2.57 -0.19 0.17 -0.31 -1.67 0.56 -0.07 2.03 2.24 -0.30 -3.66 8.79 3.13 -2.43 P>|t| 0.001 0.000 0.011 0.847 0.867 0.761 0.096 0.573 0.946 0.044 0.026 0.762 0.000 0.000 0.002 0.016 F test that all u_i=0: F(28, 151) = 3.31 [95% Conf Interval] 0109764 005898 0020251 -.0989828 -.0605903 -.0771479 -.1877245 -.0314569 -.0739813 0000789 0032615 -.0108117 -.0186799 2953642 05771 -.0143618 0391468 0178378 0154623 0813953 0717877 0565144 01556 0566267 0690341 0054548 0511849 0079364 -.0055765 4665938 2549955 -.001484 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng mô hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo REM với biến phụ thuộc ROA Random-effects GLS regression Group variable: BANK1 Number of obs Number of groups = = 195 29 R-sq: within = 0.5867 between = 0.8833 overall = 0.7707 Obs per group: = avg = max = 6.7 corr(u_i, X) Wald chi2(15) Prob > chi2 = (assumed) ROA Coef ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0232742 0079603 0066776 0021474 0332889 -.0147051 0013045 0448617 032619 0036315 0276816 -.0015908 -.008865 3733395 1542555 -.0109445 Std Err .005229 002663 0031811 0300751 0204826 0208864 024619 01861 0335953 0012957 0090471 0034556 0026751 0283225 0411632 002864 z sigma_u sigma_e rho 00137528 00263624 21393129 (fraction of variance due to u_i) 4.45 2.99 2.10 0.07 1.63 -0.70 0.05 2.41 0.97 2.80 3.06 -0.46 -3.31 13.18 3.75 -3.82 P>|z| 0.000 0.003 0.036 0.943 0.104 0.481 0.958 0.016 0.332 0.005 0.002 0.645 0.001 0.000 0.000 0.000 = = 423.65 0.0000 [95% Conf Interval] 0130256 0027409 0004428 -.0567988 -.0068562 -.0556416 -.0469479 0083868 -.0332266 001092 0099496 -.0083636 -.0141082 3178283 0735771 -.0165579 71 0335228 0131797 0129124 0610935 0734339 0262314 0495569 0813366 0984645 0061711 0454136 005182 -.0036218 4288506 2349338 -.0053311 IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR LOATA DELIA INTA GDP ISER ITRA IOTH ISERxD1B = ITRAxD1 Test: Ho: IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP 0436942 0286455 0150487 01002 -.889451 -.0406175 -.8488334 4217554 -.1432605 5297546 -.6730151 3263451 -.1748433 1086676 -.283511 3277275 -.9107623 -.3125254 -.5982368 5382328 1774151 33072 -.1533049 1530707 0065627 -.092345 0989078 1726145 0194235 0296488 -.0102254 0050172 Coefficients 022292 -.0095809 0318729 0390729 (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) -.1289371 -.0993505 -.0295866 0236434 ROA_fe2 ROA_re2 Difference S.E 3.298988 3.637749 -.3387611 3428742 2.56946 2.66939 -.0999296 3008943 0250616 0232742 0017874 0048455 0118679 0079603 0039076 0014275 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg 0087437 0066776 0020661 0012017 inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg -.0087938 0021474 -.0109411 0343384 0055987 0332889 -.0276901 0265086 difference coefficients not 0043884 systematic -.0103167 in -.0147051 026606 -.0860823 0013045 -.0873867 0451702 chi2(14) 0125849= (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 0448617 -.0322768 0122695 33.53 -.0024736= 032619 -.0350926 013461 Prob>chi2 0.0024 0027668= 0036315 -.0008647 0004146 (V_b-V_B is not.0276816 positive definite) 0272232 -.0004584 0080764 -.0014376 -.0015908 0001532 003251 -.0121282 -.008865 -.0032632 0019594 380979 3733395 0076396 0327944 1563528 1542555 0020973 0282515 Test: difference in coefficients not systematic Kết kiểm định Hausman mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến phụ thuộc ROE Kết kiểm định Hausman mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg phụ thuộcB =làinconsistent ROA b =under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: chi2(15) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 34.11 Prob>chi2 = 0.0033 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Wooldridge cho tượng tự tương quan mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến phụ thuộc ROE xtserial ROE ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR LOATA DELIA INTA GDP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 41.091 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Wooldridge cho tượng tự tương quan mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến phụ thuộc ROA xtserial ROA ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 21.570 Prob > F = 0.0001 Kiểm định Modified Wald mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến phụ thuộc ROE xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = Prob>chi2 = 2524.58 0.0000 Kiểm định Modified Wald mơ có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn với biến phụ thuộc ROA xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = Prob>chi2 = 10446.70 0.0000 72 Kết ước lượng mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo GLS với biến phụ thuộc ROE Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROE Coef ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR LOATA DELIA INTA GDP _cons 2871694 0737785 0622162 1237742 3915338 1404905 -.1818122 1261422 0930927 0187468 -.0148359 -.0724972 3.318911 1.629757 -.0863858 29 15 Std Err .0691402 0210559 0251904 1711438 1216777 1475622 2388596 1619155 2143096 0102834 0382509 0285363 310385 3822227 0273281 (0.7265) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(14) Prob > chi2 z 4.15 3.50 2.47 0.72 3.22 0.95 -0.76 0.78 0.43 1.82 -0.39 -2.54 10.69 4.26 -3.16 P>|z| 0.000 0.000 0.014 0.470 0.001 0.341 0.447 0.436 0.664 0.068 0.698 0.011 0.000 0.000 0.002 = = 195 29 = = = = = 6.724138 199.72 0.0000 [95% Conf Interval] 1516571 0325097 0128439 -.2116616 1530499 -.1487261 -.6499684 -.1912064 -.3269464 -.0014084 -.0898063 -.1284273 2.710568 8806142 -.139948 4226817 1150474 1115884 4592099 6300176 4297071 286344 4434908 5131319 038902 0601344 -.0165672 3.927255 2.3789 -.0328237 Kết ước lượng mơ hình có xem xét ảnh hưởng yếu tố sở hữu vốn theo GLS với biến phụ thuộc ROA Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ROA Coef ISER ITRA IOTH ISERxD1 ITRAxD1 IOTHxD1 ISERxD2 ITRAxD2 IOTHxD2 TAGR EQTA LOATA DELIA INTA GDP _cons 0217849 006684 0063063 0103406 0301013 -.0103625 0142728 0453287 0298147 0033255 0290607 -.0060445 -.0068008 3725627 1350697 -.0088945 29 16 Std Err .0047606 0015073 0020959 0120811 0077747 010094 0252694 0181476 0170846 0009103 0067398 0024028 0020349 0212756 0291234 0018797 (0.4334) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(15) Prob > chi2 z 4.58 4.43 3.01 0.86 3.87 -1.03 0.56 2.50 1.75 3.65 4.31 -2.52 -3.34 17.51 4.64 -4.73 P>|z| 0.000 0.000 0.003 0.392 0.000 0.305 0.572 0.012 0.081 0.000 0.000 0.012 0.001 0.000 0.000 0.000 = = 195 29 = = = = = 6.724138 1107.89 0.0000 [95% Conf Interval] 0124543 0037298 0021984 -.0133379 0148631 -.0301463 -.0352543 0097601 -.0036704 0015414 015851 -.0107539 -.0107891 3308633 0779889 -.0125786 73 0311154 0096382 0104143 0340191 0453395 0094213 0637998 0808973 0632998 0051097 0422705 -.0013351 -.0028125 414262 1921506 -.0052104 ... TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH ĐOÀN QUANG TRUNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NGUỒN THU NHẬP NGOÀI LÃI ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM. .. 4.4.2 Tác động thu nhập từ hoạt động dịch vụ đến hiệu kinh doanh 52 4.4.3 Tác động thu nhập từ hoạt động đầu tư, kinh doanh đến hiệu kinh doanh 53 4.4.4 4.5 Tác động thu nhập từ hoạt động khác đến. .. nước tác động thu nhập ngồi lãi đa dạng hố thu nhập đến hiệu kinh doanh NHTM, tác giả nhận thấy: kết nghiên cứu nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam đo lường mức độ tác động thu nhập lãi đến hiệu kinh