Ảnh hưởng của cơ cấu vốn đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại việt nam

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN VŨ HỒNG TRANG ẢNH HƯỞNG CỦA CƠ CẤU VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ Chuyên ngành: Tài chính-Ngân hàng Mã số: 60 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: TS TRẦN PHƯƠNG THẢO TP.HỒ CHÍ MINH-NĂM 2017     LỜI CAM ĐOAN Tôi Nguyễn Vũ Hồng Trang thuộc biên chế lớp CH16C5, Trường Đại Học Ngân Hàng Tp Hồ Chí Minh Tôi cam đoan luận văn tốt nghiệp riêng tơi, số liệu trích dẫn cách đầy đủ Tôi chịu trách nhiệm có vấn đề xấu liên quan đến luận văn Người viết luận văn Nguyễn Vũ Hồng Trang     LỜI CÁM ƠN Em xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến Cô T.s Trần Phương Thảo, Cô người hướng dẫn em hồn thành khóa luận Từ buổi gặp đầu tiên, em cảm nhận Cô người cởi mở, dễ gần rấttận tình bảo, hướng dẫn chút cho sinh viên, em xin lỗi nhiều lúc khơng hồn thành tiến độ mà Cơ mong muốn Trong q trình làm bài, nhờ định hướng, dẫn Cô giúp em thêm cố gắng để hồn thành khóa luận Tấm lịng Cơ em khơng qn Thơng qua khóa luận này, em chúc Cơ gia đình có thật nhiều sức khỏe có nhiều niềm vui sống Trân trọng Nguyễn Vũ Hồng Trang     DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu viết tắt Tiếng Việt TMCP Thương mại cổ phần NHTMCP Ngân hàng Thương mại cổ phần NHNN Ngân hàng nhà nước NHTW Ngân hàng trung ương TCTD Tổ chức tín dụng DN Doanh nghiệp VCSH Vốn chủ sở hữu TS Tài sản NPT Nợ phải trả NDH Nợ dài hạn NHH Nợ ngắn hạn Ctg Các tác giả     DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Chỉ tiêu đo lường cấu vốn dựa tỷ trọng tương đối vốn chủ sở hữu vốn vay tổng nguồn vốn dài hạn doanh nghiệp 12 Bảng 2.2: Sơ lược kết nghiên cứu trước 19 Bảng 3.1: Bảng tóm tắt giả thuyết kỳ vọng 22 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 33 Biểu đồ 4.1: So sánh hiệu hoạt động nước khu vực 34 Bảng 4.2: Kiểm định phương sai thay đổi 35 Bảng 4.3: Kiểm định tự tương quan 37 Bảng 4.4: Hồi quy phương trình (1) (2) với biến phụ thuộc ROA ROE (f_p) biến độc lập Lev (D_E D_A) theo GMM 38 Bảng 4.5: Bảng tổng kết kết hồi quy kỳ vọng với Lev D_E D_A tùy vào mơ hình 40 Bảng 4.6: Bảng tiêu đo lường cấu vốn NHTM Việt Nam (số liệu tổng hợp năm 2015) 41     MỤC LỤC CHƯƠNG GIỚI THIỆU LUẬN VĂN 1.1 Tổng quan cấu vốn hệ thống NHTM Việt Nam 1.2 Xác định vấn đề nghiên cứu 1.3 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp phạm vi nghiên cứu 1.5 Nội dung nghiên cứu kết cấu 1.6 Ý nghĩa luận văn CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ CƠ CẤU VỐN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NHTM 2.1 Nền tảng cấu vốn 2.1.1 Khái niệm chung cấu vốn 2.1.2 Các lý thuyết cấu vốn 2.1.3 Các tiêu đo lường cấu vốn 11 2.2 Nền tảng lý thuyết hiệu hoạt động NHTM 14 2.2.1 Khái niệm hiệu hoạt động ngân hàng 14 2.2.2 Các tiêu đo lường hiệu hoạt động 15 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng cấu vốn đến hiệu hoạt động NHTM 16 2.4 Khoảng trống nghiên cứu 21 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 22 3.1 Các giả thuyết nghiên cứu mơ hình 22 3.2 Xây dựng mơ hình nghiên cứu 23 3.3 Giới thiệu biến số mơ hình 24 3.3.1 Các biến phụ thuộc 24     3.3.2 Các biến độc lập, biến kiểm soát giả thuyết nghiên cứu 25 3.4 Phương pháp liệu nghiên cứu 28 3.4.1 Phương pháp nghiên cứu 28 3.4.2 Chọn mẫu nghiên cứu, thu thập xử lý số liệu 29 3.4.3 Các kiểm định 30 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 4.1 Thống kê mô tả biến 33 4.2 Kết kiểm định 35 4.3 Kết mơ hình nghiên cứu 37 4.4 Thảo luận kết nghiên cứu 40 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 43 5.1 Kết thực nghiệm Việt Nam 43 5.2 Kiến nghị 46 5.2.1 Quản trị vốn chủ sở hữu 46 5.2.2 Quản trị nguồn vốn tiền gửi 47 5.2.3 Sử dụng địn bẩy tài hợp lý 48 5.2.4 Quản trị chi phí gia tăng quy mơ ngân hàng hợp lý 48 5.2.5 Quản trị rủi ro tín dụng 49 5.3 Những hạn chế nghiên cứu hướng phát triển đề tài 49 Kết luận chương 50 Phụ lục Tài liệu tham khảo     CHƯƠNG GIỚI THIỆU LUẬN VĂN 1.1 TỔNG QUAN VỀ CƠ CẤU VỐN VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM Việc lựa chọn cấu vốn định quan trọng mang tính chiến lược doanh nghiệp Trên giới có nhiều lý thuyết nghiên cứu tác động qua lại cấu vốn lợi nhuận doanh nghiệp Mở thuyết nghiên cứu M&M Modigliani Mayer (1958), cho điều kiện giả định hồn hảo (khơng có thuế doanh nghiệp, khơng có chi phí giao dịch, thị trường vốn hồn hảo ) cấu vốn khơng ảnh hưởng đến giá trị công ty Sau này, loạt lý thuyết đời sở kế thừa phát triển lý thuyết M&M lại đưa nhận định thú vị mối quan hệ cấu vốn lợi nhuận Những nghiên cứu cho rằng, với yếu tố quy mô, khả toán, tỉ lệ chia cổ tức, tuổi… “cấu trúc vốn” hay “các định tài chính” có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp theo hướng tích cực cách cân đối chi phí đại diện lợi ích sử dụng nợ vay đem lại (Jenshen Meckling (1976) – Lý thuyết chi phí đại diện) Trong đó, lý thuyết trật tự phân hạng Mayer Majlud (1984) lại đưa đề xuất công ty nên sử dụng nợ vay nguồn tài nội khơng sẵn có việc gia tăng địn bẩy tài có tác động tiêu cực đến lợi nhuận cơng ty Ngồi ra, sau cịn có nhiều nghiên cứu tác giả khác như: Kane, Marcus McDonald (1984), Fisher, Heinkel Zechner (1989), Mauer Triantis (1994) Nhìn chung, dù theo đuổi khía cạnh nghiên cứu khác sau song lý thuyết nói có điểm chung thừa nhận tác động qua lại cấu vốn lợi nhuận doanh nghiệp đồng thời đưa phương thức để xác định cấu vốn tối ưu cho doanh nghiệp Giống nước giới, Việt Nam, việc xây dựng cấu vốn hợp lý nhằm cân đối vốn chủ sở hữu nợ vay để tối đa hóa lợi nhuận mối quan tâm hàng đầu nhà lãnh đạo ngân hàng Bên cạnh đó, qua nhiều giai đoạn phát triển kinh tế, hoạt động ngành ngân hàng Việt     Nam có thay đổi đáng kể số lượng, quy mô lực tài khiến cho cấu vốn NHTM bị ảnh hưởng theo: Trước năm 1990, hệ thống ngân hàng Việt Nam hệ thống cấp, tách biệt chức quản lý chức kinh doanh Ngân hàng Nhà nước (NHNN) vừa đóng vai trị Ngân hàng Trung ương vừa Ngân hàng thương mại Đến năm 1990, hệ thống quản lý nhà nước chuyển đổi từ chế quản lý kinh doanh xã hội chủ nghĩa sang chế thị trường có điều tiết nhà nước theo chủ trương phát triển kinh tế đa thành phần Để phù hợp với thay đổi đó, hệ thống ngân hàng Việt Nam chuyển đổi từ cấp sang hệ thống ngân hàng hai cấp Lúc Ngân hàng Nhà nước thực hai chức chức ngân hàng trung ương chức quản lý nhà nước tiền tệ hoạt động ngân hàng Điều mặt xóa bỏ tính độc quyền nhà nước hệ thống ngân hàng, mặt lại tạo điều kiện cho ngân hàng TMCP đời phát triển đa dạng hóa hình thức sở hữu khác nhau: thương mại quốc doanh, thương mại cổ phần, ngân hàng liên doanh, chi nhánh ngân hàng nước ngoài, ngân hàng thương mại 100% vốn nước Số lượng ngân hàng thương mại tăng lên nhanh chóng, tính đến thời điểm cuối năm 2016 có 35 ngân hàng hoạt động hệ thống Cùng với gia tăng số lượng, quy mô tài sản vốn chủ sở hữu ngân hàng thương mại tăng theo Tính đến thời điểm tháng 5/2016 tổng tài sản có tồn hệ thống ngân hàng tăng 4,26% so với đầu năm, đạt mức 7,63 triệu tỷ đồng Trong đó, tăng mạnh khối NHTM nhà nước (BIDV, Agribank, Vieticombank, Vietinbank) với mức tăng thêm 58,6 nghìn tỷ đồng, tiếp đến khối TMCP với mức tăng thêm 32 nghìn tỷ đồng so với đầu năm Bên cạnh đó, vốn tự có tồn hệ thống tiếp tục trì đà tăng trưởng ổn định Cụ thể, tính đến cuối tháng 5/2016, vốn tự có tồn hệ thống đạt gần 595 nghìn tỷ đồng, tăng nghìn tỷ đồng so với tháng trước tăng gần 17 nghìn tỷ đồng (tương đương tăng 2,93%) so với cuối năm 2015 Dẫn đầu     ngân hàng TMCP nhà nước Vietinbank, BIDV, Agribank, Vietcombank, theo sau ngân hàng TMCP nhưVIB, Sacombank, Eximbank, Hàng Hải, ACB, VPbank Theo Ủy ban giám sát tài quốc gia, năm 2015, mức ROA ROE NHTM Việt Nam trung bình 0,46% 6,42% Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu toàn hệ thống bao gồm NHTM nhà nước TMCP đạt 9,4%, gần chạm ngưỡng tối thiểu cho phép NHNN 9% thấp nhiều so với mức bình quân ASEAN 10,3% Qua nhận định chuyên gia phân tích tài chính, nguyên nhân chủ yếu dẫn đến việc sụt giảm hệ số CAR NHTM Việt Nam tình trạng thiếu vốn tự có kéo dài, mức tăng vốn tự có khơng đủ bù đắp mức tăng Tài sản có rủi ro ảnh hưởng việc NHNN bước đầu triển khai thực đánh giá theo Basel II gây vài thay đổi cách tính tốn hệ số CAR so với trước Mới nhất, theo đánh giá Fitch- Tổ chức xếp hạng tín dụng (2017)- độ tín nhiệm ngân hàng Việt Nam mức thấp khu vực Châu Á Thái Bình Dương cịn tồn nhiều vấn đề phải giải triệt đểnhư tình trạng vốn tự có ít, nợ xấu cao lợi nhuận thấp Điều cho thấy rằng, giống ngân hàng giới, hoạt động ngân hàng TMCP Việt Nam chịu tác động không nhỏ cấu vốn 1.2 XÁC ĐỊNH VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Ngân hàng thương mại (NHTM) doanh nghiệp đặc biệt, kinh doanh lĩnh vực tiền tệ, tín dụng – tổ chức cung ứng vốn chủ yếu hữu hiệu kinh tế Thông qua hoạt động ngân hàng mà nguồn vốn kinh tế lưu chuyển cách hợp lý, kịp thời từ chủ thể thừa vốn đến chủ thể thiếu vốn, góp phần thúc đẩy sản xuất, đầu tư kích thích kinh tế phát triển Để làm điều địi hỏi NHTM phải có nguồn vốn lớn với cấu hợp lý để mặt đảm bảo an tồn cho ngân hàng đồng thời có khả thỏa mãn nhu cầu vốn nhiều chủ thể khác thị trường tiền tệ   56   xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var roa e u Test: sd = sqrt(Var) 0000581 0000347 3.33e-06 0076254 0058882 0018249 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = xtreg roa d_a llp bsize ldr dep gro , fe 2.72 0.0495 Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 216 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3275 between = 0.1904 overall = 0.2659 corr(u_i, Xb) F(6,183) Prob > F = -0.2968 roa Coef d_a llp bsize ldr dep gro _cons -.0253848 -.7143801 -.000979 -.0026615 0261186 3559139 0224028 0118647 166474 0008692 004197 0091862 0621033 0193764 sigma_u sigma_e rho 00386458 00588818 30107433 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(26, 183) = t P>|t| = = -2.14 -4.29 -1.13 -0.63 2.84 5.73 1.16 1.90 0.034 0.000 0.262 0.527 0.005 0.000 0.249 14.86 0.0000 [95% Conf Interval] -.048794 -1.042835 -.002694 -.0109422 007994 2333834 -.015827 -.0019756 -.3859249 000736 0056193 0442432 4784444 0606327 Prob > F = 0.0080   57   hausman fem rem Coefficients (b) (B) fem rem d_a llp bsize ldr dep gro -.0253848 -.7143801 -.000979 -.0026615 0261186 3559139 -.0288825 -.6720304 0006175 0015155 0263095 3981477 (b-B) Difference 0034977 -.0423497 -.0015965 -.004177 -.0001909 -.0422338 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0050054 0822048 0006486 0029345 0043802 0337586 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) = 11.30 Prob>chi2 = 0.0797 (V_b-V_B is not positive definite)   58   xtgls roa d_a llp bsize ldr dep gro , panels(iid) corr(independent) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares homoskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Log likelihood = roa Coef d_a llp bsize ldr dep gro _cons -.0317941 -.6376763 0008773 001451 0250082 407477 -.0086518 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 794.7263 Std Err .0104757 135844 0005194 002691 0079319 048536 0094845 z -3.04 -4.69 1.69 0.54 3.15 8.40 -0.91 P>|z| 0.002 0.000 0.091 0.590 0.002 0.000 0.362 = = = = = 216 27 119.14 0.0000 [95% Conf Interval] -.0523261 -.9039256 -.0001406 -.0038233 009462 3123482 -.0272412 -.011262 -.3714271 0018953 0067252 0405543 5026058 0099375 xtabond roa d_a llp bsize ldr dep gro Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: stt Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 28 = = 162 27 = avg = max = 6 = = 104.83 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 One-step results roa Coef Std Err z P>|z| roa L1 .0923159 0527347 1.75 0.080 -.0110421 1956739 d_a llp bsize ldr dep gro _cons -.031917 -.4366329 -.0012479 -.0044937 0238491 1333085 040654 0084869 1056564 0005747 0029529 008507 0391711 0146449 -3.76 -4.13 -2.17 -1.52 2.80 3.40 2.78 0.000 0.000 0.030 0.128 0.005 0.001 0.006 -.048551 -.6437156 -.0023744 -.0102813 0071756 0565347 0119506 -.015283 -.2295503 -.0001215 0012939 0405226 2100824 0693574 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).roa Standard: D.d_a D.llp D.bsize D.ldr D.dep D.gro Instruments for level equation Standard: _cons [95% Conf Interval]   59   ROE D_A reg roe d_a llp bsize ldr dep gro Source SS df MS Model Residual 387914634 666067963 209 064652439 003186928 Total 1.0539826 215 004902245 roe Coef d_a llp bsize ldr dep gro _cons 3303986 -6.100929 0098951 -.0289909 2174262 4.187228 -.6319352 Std Err .0968283 1.25562 0048007 0248732 0733151 4486232 0876666 t 3.41 -4.86 2.06 -1.17 2.97 9.33 -7.21 Number of obs F( 6, 209) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.000 0.041 0.245 0.003 0.000 0.000 = = = = = = 216 20.29 0.0000 0.3680 0.3499 05645 [95% Conf Interval] 1395134 -8.576233 0004311 -.0780254 0728944 3.302821 -.8047594 5212838 -3.625625 0193592 0200436 361958 5.071635 -.459111 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roe chi2(1) = 5.49 Prob > chi2 = 0.0192 xtreg roe d_a llp bsize ldr dep gro , re Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 216 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3230 between = 0.4259 overall = 0.3541 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef Std Err z d_a llp bsize ldr dep gro _cons 3619822 -6.214189 0027602 -.0394371 2308331 4.11995 -.5342652 0963933 1.315971 0054222 0280402 0723403 4763358 1050503 sigma_u sigma_e rho 02122484 04961392 15470074 (fraction of variance due to u_i) 3.76 -4.72 0.51 -1.41 3.19 8.65 -5.09 P>|z| 0.000 0.000 0.611 0.160 0.001 0.000 0.000 = = 106.89 0.0000 [95% Conf Interval] 1730548 -8.793445 -.0078671 -.0943949 0890487 3.186349 -.7401601 5509096 -3.634932 0133875 0155207 3726174 5.053551 -.3283704   60   xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var roe e u Test: sd = sqrt(Var) 0049022 0024615 0004505 070016 0496139 0212248 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = xtreg roe d_a llp bsize ldr dep gro , fe 10.25 0.0007 Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 216 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3795 between = 0.0131 overall = 0.1132 corr(u_i, Xb) F(6,183) Prob > F = -0.4618 roe Coef d_a llp bsize ldr dep gro _cons 3441732 -6.06467 -.0223767 -.1098792 1755569 3.841632 0317953 0999723 1.402713 0073241 035364 0774035 5232833 1632657 sigma_u sigma_e rho 05439644 04961392 5458842 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: hausman fem rem Std Err F(26, 183) = Coefficients (b) (B) fem rem d_a llp bsize ldr dep gro 3441732 -6.06467 -.0223767 -.1098792 1755569 3.841632 3619822 -6.214189 0027602 -.0394371 2308331 4.11995 t P>|t| = = 3.44 -4.32 -3.06 -3.11 2.27 7.34 0.19 0.001 0.000 0.003 0.002 0.024 0.000 0.846 3.37 (b-B) Difference -.017809 1495191 -.0251369 -.0704421 -.0552762 -.278318 18.66 0.0000 [95% Conf Interval] 1469266 -8.832239 -.0368272 -.1796527 0228389 2.809188 -.2903299 5414197 -3.2971 -.0079262 -.0401057 3282749 4.874076 3539205 Prob > F = 0.0000 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0265103 4856169 0049236 0215489 027535 2166325 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) = 44.42 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite)   61   xtgls roe d_a llp bsize ldr dep gro , panels(iid) corr(independent) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares homoskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Log likelihood = roe Coef d_a llp bsize ldr dep gro _cons 3303986 -6.100929 0098951 -.0289909 2174262 4.187228 -.6319352 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 317.9266 Std Err .0952464 1.235107 0047223 0244669 0721173 441294 0862344 z 3.47 -4.94 2.10 -1.18 3.01 9.49 -7.33 P>|z| 0.001 0.000 0.036 0.236 0.003 0.000 0.000 = = = = = 216 27 125.80 0.0000 [95% Conf Interval] 1437192 -8.521694 0006396 -.0769451 0760788 3.322308 -.8009515 517078 -3.680164 0191506 0189633 3587735 5.052148 -.4629189 xtabond roe d_a llp bsize ldr dep gro Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: stt Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 28 = = 162 27 = avg = max = 6 = = 148.05 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 One-step results roe Coef Std Err z P>|z| roe L1 .2449092 1267021 1.93 0.053 -.0034223 4932407 d_a llp bsize ldr dep gro _cons 5848764 -4.383776 -.0315656 -.1001827 1858053 2.807302 -.0265507 1138243 1.267216 0065518 033773 0975682 4502849 1768465 5.14 -3.46 -4.82 -2.97 1.90 6.23 -0.15 0.000 0.001 0.000 0.003 0.057 0.000 0.881 361785 -6.867474 -.0444069 -.1663765 -.0054248 1.92476 -.3731636 8079679 -1.900079 -.0187244 -.033989 3770354 3.689844 3200621 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).roe Standard: D.d_a D.llp D.bsize D.ldr D.dep D.gro Instruments for level equation Standard: _cons [95% Conf Interval]   62   ROE D_E reg roe d_e llp bsize ldr dep gro Source SS df MS Model Residual 398358243 655624353 209 06639304 003136959 Total 1.0539826 215 004902245 roe Coef d_e llp bsize ldr dep gro _cons 0047001 -5.972074 0074657 -.03457 2115258 4.090015 -.3315324 Std Err .0012072 1.24671 0049438 0245684 0728094 4398847 0924904 t 3.89 -4.79 1.51 -1.41 2.91 9.30 -3.58 Number of obs F( 6, 209) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.133 0.161 0.004 0.000 0.000 = = = = = = 216 21.16 0.0000 0.3780 0.3601 05601 [95% Conf Interval] 0023202 -8.429812 -.0022804 -.0830036 0679908 3.222836 -.5138661 00708 -3.514335 0172119 0138637 3550608 4.957195 -.1491986 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roe chi2(1) = 4.34 Prob > chi2 = 0.0372 xtreg roe d_e llp bsize ldr dep gro , re Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 216 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3553 between = 0.3771 overall = 0.3620 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef Std Err z d_e llp bsize ldr dep gro _cons 0056192 -5.894699 -.0014921 -.0454448 2215075 3.989757 -.1792062 0012099 1.303165 005534 0277907 0711091 4679505 1049257 sigma_u sigma_e rho 02250892 04882048 17530644 (fraction of variance due to u_i) 4.64 -4.52 -0.27 -1.64 3.12 8.53 -1.71 P>|z| 0.000 0.000 0.787 0.102 0.002 0.000 0.088 = = 116.74 0.0000 [95% Conf Interval] 0032478 -8.448855 -.0123385 -.0999136 0821362 3.072591 -.3848567 0079906 -3.340544 0093542 0090241 3608788 4.906923 0264444   63   xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var roe e u Test: sd = sqrt(Var) 0049022 0023834 0005067 070016 0488205 0225089 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 15.12 0.0001 xtreg roe d_e llp bsize ldr dep gro , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 216 27 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3992 between = 0.0079 overall = 0.1456 corr(u_i, Xb) F(6,183) Prob > F = -0.3954 roe Coef d_e llp bsize ldr dep gro _cons 0054668 -5.615993 -.0240024 -.1068974 1739847 3.71053 3124115 0012801 1.390836 0071947 0348141 0756733 515023 1494218 sigma_u sigma_e rho 05144244 04882048 52613295 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(26, 183) = t P>|t| = = 4.27 -4.04 -3.34 -3.07 2.30 7.20 2.09 0.000 0.000 0.001 0.002 0.023 0.000 0.038 3.54 20.27 0.0000 [95% Conf Interval] 0029411 -8.36013 -.0381977 -.175586 0246803 2.694384 0176005 0079925 -2.871857 -.0098071 -.0382087 3232891 4.726677 6072224 Prob > F = 0.0000 hausman fem rem Coefficients (b) (B) fem rem d_e llp bsize ldr dep gro 0054668 -5.615993 -.0240024 -.1068974 1739847 3.71053 0056192 -5.894699 -.0014921 -.0454448 2215075 3.989757 (b-B) Difference -.0001524 2787059 -.0225103 -.0614526 -.0475228 -.2792262 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0004181 4859912 0045977 020969 0258834 2151072 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) = 80.99 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite)   64   xtgls roe d_e llp bsize ldr dep gro , panels(iid) corr(independent) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares homoskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Log likelihood = roe Coef d_e llp bsize ldr dep gro _cons 0047001 -5.972074 0074657 -.03457 2115258 4.090015 -.3315324 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 319.6334 Std Err .0011875 1.226342 0048631 024167 0716199 4326982 0909794 z 3.96 -4.87 1.54 -1.43 2.95 9.45 -3.64 P>|z| 0.000 0.000 0.125 0.153 0.003 0.000 0.000 = = = = = 216 27 131.24 0.0000 [95% Conf Interval] 0023727 -8.375661 -.0020657 -.0819365 0711533 3.241943 -.5098487 0070276 -3.568487 0169971 0127965 3518983 4.938088 -.153216 xtabond roe d_e llp bsize ldr dep gro Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: stt Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 28 = = 162 27 = avg = max = 6 = = 202.48 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 One-step results roe Coef Std Err roe L1 .3134804 1127219 d_e llp bsize ldr dep gro _cons 0096076 -4.004836 -.0242627 -.0814091 1436714 2.458173 2921183 0012269 1.163075 0059191 0307458 0907465 4208961 145915 z P>|z| [95% Conf Interval] 2.78 0.005 0925496 5344111 7.83 -3.44 -4.10 -2.65 1.58 5.84 2.00 0.000 0.001 0.000 0.008 0.113 0.000 0.045 0072029 -6.284422 -.035864 -.1416697 -.0341885 1.633232 0061301 0120124 -1.72525 -.0126614 -.0211485 3215312 3.283114 5781065 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).roe Standard: D.d_e D.llp D.bsize D.ldr D.dep D.gro Instruments for level equation Standard: _cons   65   PHỤ LỤC 2:DANH SÁCH CÁC NHTM LỰA CHỌN KHẢO SÁT 1/ Ngân hàng TMCP An Bình 2/ Ngân hàng TMCP Á Châu 3/ Ngân hàng TMCP Bản Việt 4/ Ngân hàng TMCP Bưu Điện Liên Việt 5/ Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam 6/ Ngân hàng TMCP Đầu Tư Phát Triển Việt Nam 7/ Ngân hàng TMCP Đông Á 8/ Ngân hàng TMCP Đông Nam Á 9/ Ngân hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam 10/ Ngân hàng TMCP Kiên Long 11/ Ngân hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam 12/ Ngân hàng TMCP Nam Á 13/ Ngân hàng Nông Nghiệp Phát Triển Nông Thôn Việt Nam 14/ Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam 15/ Ngân hàng TMCP Phát Triển Thành Phố Hồ Chí Minh 16/ Ngân hàng TMCP Phương Đơng 17/ Ngân hàng TMCP Quân Đội 18/ Ngân hàng TMCP Quốc Dân 19/ Ngân hàng TMCP Quốc Tế 20/ Ngân hàng TMCP Sài Gịn 21/ Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương 22/ Ngân hàng TMCP Sài Gòn Hà Nội 23/ Ngân hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín 24/ Ngân hàng TMCP Việt Á 25/ Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng 26/ Ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam   66   27/ Ngân hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex 28/ Ngân hàng Tiên phong   67   TÀI LIỆU THAM KHẢO Acaravci, S K (2015) The Determinants of Capital Structure: Evidence from the Turkish Manufacturing Sector International Journal of Economics and Financial Issues, 158-171 Athanasoglou, P Delis M., Staikouras C.(2006), “Determinants of bank profitability in the south eastern european region”, Munich Personal Repec Archive, MPRA Paper No 10274 Bennaceur, S and Goaied, M (2001) “The Determinants of the Tunisian Deposit Banks Performance”, Applied Financial Economics, 11, pp 317319 Bennaceur, S., Goaied M (2008) “The Determinants of Commercial Bank Interest Margin and Profitability: Evidence from Tunisia” Frontiers in Finance and Economics, Vol No 1, pp 106 – 130 M Bradley, G Jarrel and E.H.Kim "On the Existence of an Optimal Capital Structure: Theory and Evidence" Journal of Finance 39 (Junly, 1984), 857-78 Eric Febiri Opoku, John Kwame Adu, Boahemaa Opoku Anarfi (2014), The Impact of Capital Structure and Profitabily of Listed Banks on the Ghana Stock Exchange, Social and Basic Sciences Research Review, Volume Issue pages 74-91, ISSN 2313-6758 Gul, S., Irshad, F., Zaman, K (2011) “Factors Affecting Bank Profitability in Pakistan” The Romanian Economic Journal, Year XIV, No 39 March 2011, pp 61-87 J.Aloy Niresh, Capital Structure and Profitablity in Sri Lanka Banks, Global Journal og Management and Business Research, Volume 12 Issue 13 Version 1.0 Year 2012, Online ISSN 2249-4588 & Print ISSN 0975 Jiang, G., Tang, N., Law, E Sze, A.(2003) “Determinants of bank profitability in hong kong” Hong Kong Monetary Authority, September 2003   68   Jensen, M., & Meckling, W (1976) Theory of the firm: managerial behavior, agency costsand ownership structure Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360 Jensen., M (1986) The agency costs of free cash flow: corporate finance and takeovers.American Economic Review, 76(2), 323-329 Kosmidou, K., Tanna, S., & Pasiouras, F (2005) “Determinants of profitability of domestic UK commercial banks: panel evidence from the period 19952002” Economics, Finance and Accounting- Applied Research Working Paper Series, pp 1-27 Malcolm Baker, J W (2002) Market timing and Capital structure Journal of Finance, Vol 22 Miao, J (2005) Optimal Capital Structure and Industry Dynamics The Journal of Finance, Vol Michael Angelo Cortez, R S (2008) The Determinants Of Corporate Capital structure: Evidence from Japanese manufacturing companies Asia Pacific University, 121 Milton Harris, A R (1991) The theory of Capital Structure The Journal of Finance, 297-355 Mittoo, U R (2002) Cross - Country Determinants of Capital Structure Choice: A Survey of European Firms Financial Management Mohammad Reza Asgari, Sareh Pahlavan, Mostafa Pahlavan, The Relationship between Capital Structure and Profitablity in Commercial Banks: Evidence from Iran, SSRG International Journal of Emconomics and Management Studies (SSRG-IJEMS) volume issue Sep to Oct 2015 Muhammad Raghib Zafa, Farrukh Zeeshan, Rais Ahmed, Impact of Capital Structure on Banking Profitability, International Journal of Scientific and Research Publications, Volume 6, Issue 3, Acrch 2016, ISSN 2250-3153 Modigliani, F., & Miller, M (1958), The Cost of Capital, Corporate Finance and The Theory of Investment, American Economics Review, 48, 261-97   69   Myers, S C & Majluf, N (1984), Corporate Financing and Investment Decisions when Firms Have Information That Investor Do Not Have, Journal of Financial Economics, 13, 187-222 Niu, X (2008) Theoretical and Practical Review of Capital Structure and its Determinants In S E University, International Journal of Business and Management (pp 133-139) Nirajini, A and Priya, K B (2013), Impact of Capital Structure on Financial Performance of the Listed Trading Companies in Sri Lanka, International Journal of Scientific anf Research Publications, Vol 3, Issue 5, May 2013, ISSN2250-3153 Ngô Kim Phượng, Lê Thị Thanh Hà, Lê Mạnh Hưng, Lê Hồng Vinh (2013), Phân tích tài doanh nghiệp-tái lần 2, NXB Lao động Nguyệt, L T., & Bích, P T (n.d.) Tác động chủ sở hữu nhà nước lên định tài trợ: Thực nghiệm Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập số 22 Oztekin, & Flannery (2012) Institutional determinants of capital structure adjustment speeds Financial Economics, 88 - 112 Pasiouras, F., Kosmidou, K (2006) Factors influencing the profitability of domestic and foreign banks in the European Union, Research 21 in International Business and Finance Peter S.Rose (2002), Commercial bank management, McGraw-Hill Vương Đức Hồng Qn (2014), Quy mơ hiệu doanh nghiệp với cấu trúc vốn : Nhìn từ góc độ tài hành vi, Tạp chí Tài tháng 9/2014 Ross, W J (2003) Capital Structure In Corporate Finance (6th ed., p 4) USA: McGrawHill/Irwin Sheridan Titman and Roberto Wessels, 1988 The Determinans of Capital Structure Choice The Journal of Finance, Vol 43 Issue pages 119   70   Sufian, F., Chong, R R (2008) “Determinants of bank profitability in a developing economy: empirical evidence from the Philippines” Asian Academy of management journal of accounting and finance, Vol 4, No 2, pp 91–112 Syed Shad Fasih Ur Rehman (2013), Relationship between Financial Leverage and Financial Performance: Empricial Evidence of Listed Sugar Companies of Pakistan, Online ISSN: 2249-4588 & Print ISSN: 09755853 PGS.TS Lê Văn Tư, 2005 Nghiệp vụ ngân hàng thương mại, NXB Tài Tharmila K., Arulvel K.K (2013), The impact of the capital structure and astock exchange, Merit Research Journal of Accounting, Auditing, Economics and Finance Vol.1(5) pp.106-107 Vong, A P I., & Chan, H S (2009) “Determinants of bank profitability in Macao” Macau Monetary Research Bulletin, 12(6), pp 93-113 Bộ Kế hoạch Đầu tư (2013), Đánh giá tổng thể tình hình kinh tế – xã hội Việt Nam sau năm gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới, Hà Nội Viện Chiến lược phát triển (2012), Diễn đàn kinh tế tài chính, Đánh giá tác động gia nhập WTO tới kinh tế VN, sử dụng mơ hình tổng thể, Khóa họp lần thứ 8, Đà Nẵng Các trang web: www.thebanker.com https://www.fitchratings.com www.sbv.gov.vn ... VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA CƠ CẤU VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NHTM Trên sở nghiên cứu tổng quan lý thuyết M&M số lý thuyết có liên quan kết hợp với phân tích ảnh hưởng nhân tố đến hiệu hoạt động ngân. ..     CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ CƠ CẤU VỐN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NHTM 2.1 NỀN TẢNG VỀ CƠ CẤU VỐN 2.1.1 Khái niệm chung cấu vốn Cơ cấu vốn doanh nghiệp định nghĩa kết hợp nợ vốn chủ sở hữu... tế Việt Nam lực tài NHTM Điều góp phần tạo ổn định cho hoạt động ngành ngân hàng nói riêng tồn hệ thống tài Việt Nam nói chung Do vậy, lựa chọn đề tài ? ?Ảnh hưởng cấu vốn đến hiệu hoạt động ngân