1 1.1. Lý do nghiên cứu CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU Hiện nay, với chỉ riêng hệ thống các NHTM ở Việt Nam (gồm 4 NHTM Nhà nước, 31 NHTM cổ phần trong nước, 9 ngân hàng có 100% vốn nước ngoài và 2 ngân hàng liên doanh) thì các NHTM Việt Nam đã và đang đối mặt với thực trạng cạnh tranh ngày càng gay gắt. Không chỉ ở mảng hoạt động ngân hàng truyền thống với việc tăng lãi suất huy động vốn và giảm lãi suất cho vay, các ngân hàng còn mở rộng sang các hoạt động ngân hàng phi truyền thống bao gồm các dịch vụ phi tín dụng như thanh toán, bảo hiểm, tư vấn, quản lý tài sản, quản lý rủi ro đầu tư cho khách hàng và các hoạt động đầu tư, ngoại hối, mua bán chứng khoán, góp vốn, mua cổ phần… để thu hút khách hàng. Điều này được hỗ trợ về pháp lý bởi 2 đề án “Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015” và “Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức tín dụng gắn với xử lý nợ xấu giai đoạn 2016 - 2020” với những nội dung đáng chú ý như sau: Giai đoạn 2011-2015: từng bước chuyển dịch mô hình kinh doanh của các NHTM theo hướng giảm bớt sự phụ thuộc vào hoạt động tín dụng và tăng nguồn thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng. Đa dạng hoá dịch vụ ngân hàng trong đó tập trung nâng cao chất lượng dịch vụ ngân hàng truyền thống và phát triển nhanh các dịch vụ thanh toán, ngoại hối, đầu tư, quản lý tài sản, quản lý rủi ro cho khách hàng .. Phấn đấu đến năm 2020 tăng gấp 2 lần tỷ trọng thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng trong tổng thu nhập của các ngân hàng thương mại; Chuyển đổi mạnh mẽ mô hình kinh doanh của các ngân hàng thương mại theo hướng từ “độc canh tín dụng” sang mô hình đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ ngân hàng phi tín dụng. Ngoài ra, Chính phủ cũng đã ban hành quyết định số 986/QĐ - TTg về việc phê duyệt Chiến lược phát triển ngành Ngân hàng Việt Nam đến năm 2025, định hướng đến năm 2030 và sau đó được NHNN cụ thể hoá thành chương trình hành động của ngành ngân hàng thực hiện chiến lược phát triển ngành ngân hàng Việt Nam đến năm 2025, định hướng đến năm 2030 ban hành theo quyết định số: 34/QĐ - NHNN ngày 07/01/2019 với những điểm đáng quan tâm sau: “Đến năm 2020, tỷ lệ thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng trong tổng thu nhập của các NHTM lên khoảng 12 - 13%” “Đến năm 2025, tỷ lệ thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng trong tổng thu nhập của các NHTM lên khoảng 16-17%” Như vậy, có thể thấy rằng, NHNN đã đưa ra những định hướng rất rõ ràng cho hệ thống NHTM Việt Nam là chuyển đổi mô hình kinh doanh từ phụ thuộc vào hoạt động tín dụng sang mô hình ngân hàng đa năng vừa nâng cao chất lượng các hoạt động ngân hàng truyền thống, vừa phát triển mạnh các hoạt động NHPTT. Với những chỉ đạo quyết liệt, sát sao của chính phủ, hệ thống NHTM đã có những cơ sở pháp lý vững chắc để cải thiện năng lực cạnh tranh, nâng cao hiệu quả nói chung theo hướng an toàn, lợi nhuận cũng như đóng góp nhiều hơn cho quá trình phát triển kinh tế đất nước. Tuy nhiên, việc chuyển đổi mô hình hoạt động, gia tăng các hoạt động NHPTT sẽ có ảnh hưởng đến hiệu quả của ngân hàng. Vì vậy, việc tìm hiểu mối quan hệ giữa hoạt động NHPTT và hiệu quả ngân hàng là rất quan trọng đối với những nhà điều hành ngân hàng, người làm chính sách, những nhà đầu tư để có thể đưa ra những quyết định đúng đắn. Hầu hết các tài liệu hiện có về hoạt động NHPTT trong ngành ngân hàng tập trung vào tìm hiểu tác động của hoạt động NHPTT đến hiệu quả ngân hàng thông qua việc đo lường các loại hiệu quả ngân hàng bằng những mô hình có và không có biến đầu ra là hoạt động NHPTT, chỉ một số ít nghiên cứu tiến hành phân tích tác động của hoạt động NHPTT đến hiệu quả ngân hàng bằng các mô hình hồi quy với điểm hiệu quả ngân hàng là biến phụ thuộc, hoạt động NHPTT là biến độc lập cùng với một số biến kiểm soát khác. Kết quả nghiên cứu cũng dẫn đến 2 quan điểm trái ngược nhau về mối quan hệ giữa hoạt động NHPTT và hiệu quả ngân hàng. Một quan điểm cho rằng hoạt động NHPTT làm tăng hiệu quả bởi các ngân hàng có thể tái sử dụng thông tin, chia sẻ các yếu tố đầu vào như lao động và công nghệ cùng lúc cho nhiều hoạt động khác nhau nên được hưởng lợi ích về quy mô. Những nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ cho giả thuyết này như Rogers (1998), Clark & Siems (2002), Isik & Hassan (2002), Tortosa-Ausina (2003), Lieu và cộng sự. (2005), Huang và cộng sự. (2006), Budd (2009), Sufian & Habibullah (2009), Lozano-Vivas & Pasiouras (2010) và Gulati & Kumar (2011). Một số nghiên cứu như Pasiouras (2008), Akhigbe & Stevenson (2010) và Bian và cộng sự. (2015) lại ủng hộ quan điểm thứ hai cho rằng hoạt động NHPTT tác động xấu đến hiệu quả ngân hàng khi làm giảm hiệu quả của các NHTM hoặc có tác động không đáng kể đến hiệu quả ngân hàng. Như vậy, các nghiên cứu hiện tại trên thế giới về tác động của hoạt động NHPTT đến hiệu quả của các NHTM chưa đi đến kết luận thống nhất.
vi MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT LUẬN ÁN iii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT v MỤC LỤC vi DANH MỤC BẢNG ix DANH MỤC HÌNH x CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Các đóng góp điểm luận án 1.7 Kết cấu luận án CHƯƠNG 2: LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM CÓ LIÊN QUAN 10 2.1 Hiệu ngân hàng thương mại 10 2.1.1 Khái niệm hiệu ngân hàng thương mại 10 2.1.2 Phân loại hiệu ngân hàng 11 2.1.3 Các phương pháp đo lường hiệu ngân hàng thương mại 12 2.1.4 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu ngân hàng thương mại 20 2.2 Hoạt động ngân hàng phi truyền thống 26 2.2.1 Khái niệm hoạt động ngân hàng phi truyền thống 26 2.2.2 Phân loại hoạt động ngân hàng phi truyền thống 34 2.2.3 Đo lường hoạt động ngân hàng phi truyền thống 36 2.2.4 Các nguyên nhân dẫn đến phát triển hoạt động ngân hàng phi truyền thống 37 2.3 Cơ sở lý thuyết tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng 41 2.3.1 Lý thuyết trung gian tài – The Intermediation theory of banking 41 2.3.2 Lý thuyết danh mục đầu tư đại 42 vii 2.3.3 Lý thuyết lợi ích kinh tế nhờ quy mô (Economies of Scale) 43 2.4 Tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng 44 2.4.1 Tác động tích cực 44 2.4.2 Tác động tiêu cực 47 2.5 Lược khảo cơng trình nghiên cứu có liên quan 48 2.5.1 Các nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 48 2.5.2 Các nghiên cứu thực nghiệm yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 61 2.5.3 Các nghiên cứu thực nghiệm hiệu ngân hàng Việt Nam 66 2.5.4 Khoảng trống nghiên cứu 73 Tóm tắt chương 74 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 75 3.1 Quy trình nghiên cứu 75 3.2 Mô hình nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 76 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu đề xuất 76 3.2.2 Mô tả biến mơ hình nghiên cứu 78 3.3 Mơ hình nghiên cứu yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 84 3.3.1 Mơ hình nghiên cứu đề xuất 84 3.3.2 Mô tả biến mô hình nghiên cứu 86 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 90 3.5 Phương pháp ước lượng 91 3.5.1 Phương pháp đo lường hiệu ngân hàng 91 3.5.2 Phương pháp hồi quy 95 Tóm tắt chương 98 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN 99 4.1 Đánh giá khái quát hiệu ngân hàng hoạt động ngân hàng phi truyền thống Ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam giai đoạn 2011 – 2019 99 4.1.1 Đánh giá khái quát hiệu 99 4.1.2 Đánh giá khái quát hoạt động ngân hàng phi truyền thống 101 4.2 Thống kê mô tả mẫu 105 viii 4.3 Kết nghiên cứu thực nghiệm 109 4.3.1 Kết nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 109 4.3.2 Kết ước lượng mô hình yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 123 Tóm tắt chương 128 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 129 5.1 Kết luận nghiên cứu 129 5.2 Hàm ý sách 130 5.2.1 Nội dung nhóm giải pháp 130 5.2.1.1 Đẩy mạnh phát triển hoạt động ngân hàng phi truyền thống cách đa dạng hoá sản phẩm, dịch vụ để gia tăng hiệu ngân hàng 130 5.2.1.2 Nâng cao chất lượng hoạt động ngân hàng truyền thống 133 5.2.1.4 Tiếp tục nâng cao vốn tự có 135 5.2.1.5 Các giải pháp bổ trợ 135 5.2.2 Tính khả thi giải pháp 139 5.2.3 Lộ trình thực 140 5.3 Kiến nghị việc hỗ trợ giải pháp nâng cao hiệu hoạt động ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam từ Chính phủ Ngân hàng Nhà nước 142 5.4 Hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu 143 TÀI LIỆU THAM KHẢO 145 PHỤ LỤC clv ix DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Các yếu tố chủ quan khách quan tác động đến hiệu ngân hàng 24 Bảng 2.2 Tỉ lệ thu nhập từ phí tổng thu nhập 15 nước từ 1980 – 1990 28 Bảng 2.3 Các hoạt động tạo phí NHTM 34 Bảng 2.4 Thị phần tài sản định chế tài Mỹ từ 1890 – 1993 38 Bảng 2.5 Tóm tắt tổ chức giám sát FED tính đến quý 2/2019 39 Bảng 2.6: Tổng hợp nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 56 Bảng 2.7 Bảng tổng hợp nghiên cứu yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 64 Bảng 2.8 Tổng hợp nghiên cứu hiệu ngân hàng Việt Nam tập trung vào đo lường hiệu ngân hàng 68 Bảng 2.9 Tổng hợp nghiên cứu yếu tố tác động đến hiệu ngân hàng Việt Nam 70 Bảng 3.1 Mô tả biến mô hình nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 82 Bảng 3.2 Mơ tả biến mơ hình nghiên cứu yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 89 Bảng 4.1 Kết phân tích DEA hiệu kỹ thuật NHTMNY 99 Bảng 4.2 Kết thống kê phân tích DEA NHTMNY Việt Nam 100 Bảng 4.3 Kết thống kê mơ tả biến mơ hình 105 Bảng 4.4 Ma trận hệ số tương quan 107 Bảng 4.5 Kiểm tra đa cộng tuyến biến độc lập mơ hình tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 107 Bảng 4.6 Kiểm tra đa cộng tuyến biến độc lập mơ hình yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 108 Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 109 Bảng 4.8 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ tổng thu nhập (SER) đến hiệu ngân hàng 113 x Bảng 4.9 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ kinh doanh ngoại hối tổng thu nhập (FOREX) đến hiệu ngân hàng 116 Bảng 4.10 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ mua bán chứng khoán tổng thu nhập (SEC) đến hiệu ngân hàng 119 Bảng 4.11 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập khác tổng thu nhập (OTHER) đến hiệu ngân hàng 121 Bảng 4.12 Kết ước lượng mô hình yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống 124 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1 So sánh DEA FHD 16 Hình 2.1 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Mỹ 29 giai đoạn 2000 – 2018 29 Hình 2.2 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Canada 30 giai đoạn 1996 – 2017 30 Hình 2.3 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Đức 30 giai đoạn 1996 – 2017 30 Hình 2.4 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Pháp 30 giai đoạn 1996 – 2017 30 Hình 2.5 Thu nhập từ lãi thu nhập phi lãi ngân hàng lớn Anh giai đoạn 1996 – 2017 31 Hình 2.6 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Thụy Sỹ 31 giai đoạn 1996 – 2017 31 Hình 2.7 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Úc 31 giai đoạn 1996 – 2017 31 Hình 2.8 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Nhật Bản 32 giai đoạn 1996 – 2017 32 Hình 2.8 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Trung Quốc 32 giai đoạn 1996 – 2017 32 Hình 2.9 Tỷ lệ thu nhập phi lãi tổng thu nhập NHTM Singapore 32 giai đoạn 1996 – 2017 32 Hình 4.1 Hiệu kỹ thuật NHTMNY Việt Nam qua năm 100 xi Hình 4.2 Tỉ trọng thu nhập lãi tổng thu nhập hoạt động NHTMNY từ 2011 – 2019 101 Hình 4.3 Thu nhập từ hoạt động dịch vụ NHTMNY từ 2011-2019 102 Hình 4.4 Lãi/lỗ từ hoạt động kinh doanh ngoại hối NHTMNY từ 2011 – 2019 103 Hình 4.5 Lãi từ mua bán chứng khốn đầu tư NHTM niêm yết 104 Hình 4.7 Thu nhập từ hoạt động khác NHTMNY từ 2011-2019 105 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu Hiện nay, với riêng hệ thống NHTM Việt Nam (gồm NHTM Nhà nước, 31 NHTM cổ phần nước, ngân hàng có 100% vốn nước ngồi ngân hàng liên doanh) NHTM Việt Nam đối mặt với thực trạng cạnh tranh ngày gay gắt Không mảng hoạt động ngân hàng truyền thống với việc tăng lãi suất huy động vốn giảm lãi suất cho vay, ngân hàng mở rộng sang hoạt động ngân hàng phi truyền thống bao gồm dịch vụ phi tín dụng toán, bảo hiểm, tư vấn, quản lý tài sản, quản lý rủi ro đầu tư cho khách hàng hoạt động đầu tư, ngoại hối, mua bán chứng khốn, góp vốn, mua cổ phần… để thu hút khách hàng Điều hỗ trợ pháp lý đề án “Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015” “Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng gắn với xử lý nợ xấu giai đoạn 2016 - 2020” với nội dung đáng ý sau: Giai đoạn 2011-2015: bước chuyển dịch mơ hình kinh doanh NHTM theo hướng giảm bớt phụ thuộc vào hoạt động tín dụng tăng nguồn thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng Đa dạng hố dịch vụ ngân hàng tập trung nâng cao chất lượng dịch vụ ngân hàng truyền thống phát triển nhanh dịch vụ toán, ngoại hối, đầu tư, quản lý tài sản, quản lý rủi ro cho khách hàng Phấn đấu đến năm 2020 tăng gấp lần tỷ trọng thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng tổng thu nhập ngân hàng thương mại; Chuyển đổi mạnh mẽ mơ hình kinh doanh ngân hàng thương mại theo hướng từ “độc canh tín dụng” sang mơ hình đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ ngân hàng phi tín dụng Ngồi ra, Chính phủ ban hành định số 986/QĐ - TTg việc phê duyệt Chiến lược phát triển ngành Ngân hàng Việt Nam đến năm 2025, định hướng đến năm 2030 sau NHNN cụ thể hố thành chương trình hành động ngành ngân hàng thực chiến lược phát triển ngành ngân hàng Việt Nam đến năm 2025, định hướng đến năm 2030 ban hành theo định số: 34/QĐ - NHNN ngày 07/01/2019 với điểm đáng quan tâm sau: “Đến năm 2020, tỷ lệ thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng tổng thu nhập NHTM lên khoảng 12 - 13%” “Đến năm 2025, tỷ lệ thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng tổng thu nhập NHTM lên khoảng 16-17%” Như vậy, thấy rằng, NHNN đưa định hướng rõ ràng cho hệ thống NHTM Việt Nam chuyển đổi mơ hình kinh doanh từ phụ thuộc vào hoạt động tín dụng sang mơ hình ngân hàng đa vừa nâng cao chất lượng hoạt động ngân hàng truyền thống, vừa phát triển mạnh hoạt động NHPTT Với đạo liệt, sát phủ, hệ thống NHTM có sở pháp lý vững để cải thiện lực cạnh tranh, nâng cao hiệu nói chung theo hướng an tồn, lợi nhuận đóng góp nhiều cho q trình phát triển kinh tế đất nước Tuy nhiên, việc chuyển đổi mơ hình hoạt động, gia tăng hoạt động NHPTT có ảnh hưởng đến hiệu ngân hàng Vì vậy, việc tìm hiểu mối quan hệ hoạt động NHPTT hiệu ngân hàng quan trọng nhà điều hành ngân hàng, người làm sách, nhà đầu tư để đưa định đắn Hầu hết tài liệu có hoạt động NHPTT ngành ngân hàng tập trung vào tìm hiểu tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng thông qua việc đo lường loại hiệu ngân hàng mô hình có khơng có biến đầu hoạt động NHPTT, số nghiên cứu tiến hành phân tích tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng mơ hình hồi quy với điểm hiệu ngân hàng biến phụ thuộc, hoạt động NHPTT biến độc lập với số biến kiểm soát khác Kết nghiên cứu dẫn đến quan điểm trái ngược mối quan hệ hoạt động NHPTT hiệu ngân hàng Một quan điểm cho hoạt động NHPTT làm tăng hiệu ngân hàng tái sử dụng thông tin, chia sẻ yếu tố đầu vào lao động công nghệ lúc cho nhiều hoạt động khác nên hưởng lợi ích quy mô Những nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ cho giả thuyết Rogers (1998), Clark & Siems (2002), Isik & Hassan (2002), Tortosa-Ausina (2003), Lieu cộng (2005), Huang cộng (2006), Budd (2009), Sufian & Habibullah (2009), Lozano-Vivas & Pasiouras (2010) Gulati & Kumar (2011) Một số nghiên cứu Pasiouras (2008), Akhigbe & Stevenson (2010) Bian cộng (2015) lại ủng hộ quan điểm thứ hai cho hoạt động NHPTT tác động xấu đến hiệu ngân hàng làm giảm hiệu NHTM có tác động không đáng kể đến hiệu ngân hàng Như vậy, nghiên cứu giới tác động hoạt động NHPTT đến hiệu NHTM chưa đến kết luận thống Bên cạnh đó, nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động NHPTT chưa thật sáng tỏ có số nhà nghiên cứu quan tâm đến vấn đề Rogers & Sinkey (1999), DeYoung & Rice (2004b), Shahimi cộng (2006), Hahm (2008), Sáng & Hoa (2013), Firth cộng (2016) Việc tìm hiểu yếu tố ảnh hưởng hoạt động NHPTT cần thiết để ngân hàng có giải pháp tác động yếu tố nhằm thực hoạt động NHPTT tốt hơn, mang lại hiệu cao cho ngân hàng Ở Việt Nam, nghiên cứu hiệu ngân hàng chủ yếu tập trung vào đo lường loại hiệu Hùng (2007), Vu & Turnell (2010), Thành (2010), Vinh (2012), Nahm & Vu (2013), Nguyen & Simioni (2015), Ngo & Tripe (2017), Tu (2017) tìm hiểu tác động cạnh tranh, rủi ro, đa dạng hoá, cải cách quản lý đến hiệu ngân hàng Minh cộng (2013), Vu & Nahm (2013b), Matousek cộng (2016), Thanh cộng (2016), Thanh & Sơn (2018), Sáng (2017), Tu (2018), Loan cộng (2019), chưa quan tâm đến tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng tìm hiểu yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động NHPTT, ngoại trừ nghiên cứu Sáng & Hoa (2013) yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi NHTM Việt Nam nghiên cứu Hùng (2019) yếu tố vĩ mơ tác động đến thu nhập ngồi lãi NHTM Việt Nam Bên cạnh đó, Theo Quyết định số 242 Thủ tướng Chính phủ ký ngày 28/2/2019 phê duyệt Ðề án "Cơ cấu lại thị trường chứng khoán thị trường bảo hiểm đến năm 2020 định hướng đến năm 2025", đến hết năm 2020, tất NHTM phải đưa cổ phiếu lên niêm yết đăng ký giao dịch sàn UPCoM Tuy nhiên thời điểm tại, số 31 ngân hàng hoạt động thị trường có 13 cổ phiếu ngân hàng niêm yết thức giao dịch sàn chứng khốn, 10 cổ phiếu giao dịch sàn HOSE gồm VCB, CTG, BID, TCB, MBB, VPB, HDB, EIB, STB, TPB; cổ phiếu niêm yết sàn HNX ACB, SHB, NVB Những ngân hàng niêm yết thức khơng ngân hàng có kết hoạt động kinh doanh tốt, có uy tín, thương hiệu mạnh, đầu việc đẩy mạnh phát triển hoạt động NHPTT mà cịn có tổng tài sản chiếm tỷ trọng lớn (70%) hệ thống NHTM (theo tính tốn tác giả dựa BCTC kiểm toán 2019 NHTM nước) Như vậy, qua tìm hiểu tác giả, thấy chưa có cơng trình nghiên cứu đầy đủ tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động NHPTT để từ NHTM Việt Nam nói chung NHTMNY nói riêng có sở đánh giá đầy đủ hoạt động NHPTT tìm hướng phát triển hoạt động NHPTT cho mang lại hiệu ngân hàng cao Vì vậy, đề tài nghiên cứu “HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG PHI TRUYỀN THỐNG VÀ HIỆU QUẢ NGÂN HÀNG: TRƯỜNG HỢP CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2011 - 2019” cần thiết để bổ sung sở lý luận chứng thực nghiệm tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng NHTMNY Việt Nam, xác định yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động NHPTT NHTMNY Việt Nam Từ đó, giúp NHTMNY nói riêng NHTM Việt Nam nói chung có sở để đẩy mạnh phát triển hoạt động NHPTT nhằm tăng hiệu sức cạnh tranh ngân hàng 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu tổng quát: đánh giá tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng yếu tố tác động đến hoạt động NHPTT Trên sở đó, đề xuất số hàm ý sách giải pháp phù hợp để đẩy mạnh phát triển hoạt động NHPTT giúp nâng hiệu sức cạnh tranh cho NHTMNY nói riêng NHTM Việt Nam nói chung Mục tiêu nghiên cứu cụ thể: Để đạt mục tiêu tổng quát, nghiên cứu có mục tiêu cụ thể sau: Thứ nhất, đánh giá tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng NHTMNY Việt Nam Thứ hai, đánh giá yếu tố tác động đến hoạt động NHPTT NHTMNY Việt Nam 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: Để đạt mục tiêu nghiên cứu cụ thể trên, luận án trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: Một là, hoạt động NHPTT tác động đến hiệu ngân hàng NHTMNY Việt Nam? Hai là, yếu tố tác động đến hoạt động NHPTT NHTMNY Việt Nam? Các yếu tố tác động theo chiều hướng nào? 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng NHTMNY Việt Nam yếu tố tác động đến hoạt động NHPTT NHTMNY Việt Nam Phụ lục 5: Tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu Bảng 11 Kết ước lượng mơ hình tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng phương pháp yếu tố tác động cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs = Number of groups = 117 13 R-sq: within = 0.0973 between = 0.1776 overall = 0.1422 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) = 0.0213 F(7,97) Prob > F Std Err t te Coef eta roa lta gdp inf nii size _cons 5308853 7325005 -.1411219 -.5702056 -.0151181 -.0229257 0325939 3888387 2911636 7417384 0769856 6421607 1674782 1268178 0191657 3592965 sigma_u sigma_e rho 04765638 04666224 51053911 (fraction of variance due to u_i) 1.82 0.99 -1.83 -0.89 -0.09 -0.18 1.70 1.08 P>|t| = = 0.071 0.326 0.070 0.377 0.928 0.857 0.092 0.282 1.49 0.1788 [95% Conf Interval] -.0469939 -.7396449 -.293917 -1.844717 -.347516 -.2746239 -.0054448 -.3242654 F test that all u_i=0: F(12, 97) = 8.61 1.108764 2.204646 0116732 7043056 3172798 2287726 0706325 1.101943 Prob > F = 0.0000 Bảng 12 Kết ước lượng mơ hình tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng phương pháp yếu tố tác động cố định (REM) Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.0954 between = 0.2143 overall = 0.1602 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) te Coef Std Err z eta roa lta gdp inf nii size _cons 488673 8476004 -.1694129 -.5243688 -.045616 0088673 0304828 4437978 2766735 7033388 0710827 5871533 1379887 1226968 0135703 2522968 sigma_u sigma_e rho 04056754 04666224 43046992 (fraction of variance due to u_i) 1.77 1.21 -2.38 -0.89 -0.33 0.07 2.25 1.76 P>|z| 0.077 0.228 0.017 0.372 0.741 0.942 0.025 0.079 = = 13.61 0.0586 [95% Conf Interval] -.0535971 -.5309183 -.3087323 -1.675168 -.316069 -.2316139 0038856 -.0506949 1.030943 2.226119 -.0300934 6264306 2248369 2493486 05708 9382904 Bảng 13 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) feCoefficientsre (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E (b) fe (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E (B) re nim dep eta roa eta lta llp gdp branch inf 137164 0468617 5308853 7325005 5369683 -.1411219 4.246266 -.5702056 035653 -.0151181 279615 0544679 488673 8476004 4996856 -.1694129 4.274285 -.5243688 005384 -.045616 nii size -.0229257 0325939 0088673 0304828 -.1424509 -.0076062 0422123 -.1150999 0372826 028291 -.028019 -.0458368 030269 0304979 -.031793 0021111 2527692 0244533 0907085 235564 0602027 0295641 1.066451 260041 0190199 0949108 0320666 0135341 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistentb under Ha, efficient obtained from xtreg = consistent under Hounder and Ho; Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.65 Prob>chi2 = 0.3422 Bảng 14 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var te e u Test: sd = sqrt(Var) 0045863 0021774 0016457 0677219 0466622 0405675 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 84.64 0.0000 Bảng 15 Kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 3.248 Prob > F = 0.0967 Bảng 16 Kết ước lượng mơ hình tác động hoạt động NHPTT đến hiệu ngân hàng phương pháp SGMM Bảng 17 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ kinh doanh ngoại hối tổng thu nhập (FOREX) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.1772 between = 0.0281 overall = 0.0889 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) F(7,97) Prob > F = -0.0710 Std Err t te Coef eta roa lta gdp inf size forex _cons 397244 1.359247 -.1271277 -.2252709 -.1907415 0199128 -1.009603 6222224 255836 7357868 0735078 6224675 1694223 018051 3282822 3368306 sigma_u sigma_e rho 05214815 04454871 57810795 (fraction of variance due to u_i) 1.55 1.85 -1.73 -0.36 -1.13 1.10 -3.08 1.85 P>|t| = = 0.124 0.068 0.087 0.718 0.263 0.273 0.003 0.068 2.98 0.0070 [95% Conf Interval] -.1105195 -.1010861 -.2730203 -1.460696 -.5269977 -.0159134 -1.661152 -.0462932 F test that all u_i=0: F(12, 97) = 10.23 9050076 2.81958 0187649 1.010155 1455148 0557391 -.3580534 1.290738 Prob > F = 0.0000 Bảng 18 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ kinh doanh ngoại hối tổng thu nhập (FOREX) đến hiệu ngân hàng phương pháp REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.1723 between = 0.0995 overall = 0.1314 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) te Coef Std Err z eta roa lta gdp inf size forex _cons 4576029 1.216118 -.1571474 -.3702265 -.1451801 0288713 -.8288259 4693593 2439564 6945266 0690941 5659486 136282 0129782 3143582 2405785 sigma_u sigma_e rho 04122192 04454871 46127122 (fraction of variance due to u_i) 1.88 1.75 -2.27 -0.65 -1.07 2.22 -2.64 1.95 P>|z| 0.061 0.080 0.023 0.513 0.287 0.026 0.008 0.051 = = 21.22 0.0035 [95% Conf Interval] -.0205428 -.1451291 -.2925693 -1.479465 -.4122878 0034346 -1.444957 -.0021659 9357486 2.577365 -.0217254 7390123 1219277 0543081 -.2126951 9408846 Bảng 19 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re eta roa lta gdp inf size forex 397244 1.359247 -.1271277 -.2252709 -.1907415 0199128 -1.009603 4576029 1.216118 -.1571474 -.3702265 -.1451801 0288713 -.8288259 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0603588 1431291 0300196 1449556 -.0455614 -.0089585 -.1807768 0770541 2429302 0250879 2591679 1006535 0125461 0945945 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) = 2.21 Prob>chi2 = 0.9473 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng 20 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var te e u Test: sd = sqrt(Var) 0045863 0019846 0016992 0677219 0445487 0412219 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 92.85 0.0000 Bảng 21 Kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 1.668 Prob > F = 0.2208 Bảng 22 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ kinh doanh ngoại hối tổng thu nhập (FOREX) đến hiệu ngân hàng phương pháp SGMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 13 F(8, 12) = 88.45 Prob > F = 0.000 te Coef te L1 eta roa lta gdp inf size forex _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 104 13 8.00 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 3658698 1772144 2.06 0.061 -.0202472 7519867 0541404 -1.119513 -.4462872 2.904221 2769913 0283238 6889355 1209858 4378831 1.734015 338638 2.460214 3900174 0315866 2521561 4804391 0.12 -0.65 -1.32 1.18 0.71 0.90 2.73 0.25 0.904 0.531 0.212 0.261 0.491 0.388 0.018 0.805 -.8999249 -4.897606 -1.184116 -2.456126 -.5727837 -.0404976 1395347 -.925801 1.008206 2.658581 2915416 8.264567 1.126766 0971452 1.238336 1.167773 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.te inf size ser) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/8).L.roa collapsed Instruments for levels equation Standard L.te inf size ser _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.roa collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.66 Pr > z = 0.008 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.17 Pr > z = 0.241 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(4) = 3.78 Prob > chi2 = 0.436 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(4) = 4.58 Prob > chi2 = 0.334 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.29 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 3.29 Prob > iv(L.te inf size ser) Hansen test excluding group: chi2(0) = 0.00 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 4.58 Prob > chi2 = 0.732 chi2 = 0.070 chi2 = chi2 = 0.334 Bảng 23 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ (SER) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.1151 between = 0.3238 overall = 0.2234 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) F(7,97) Prob > F = 0.1817 Std Err t te Coef eta roa lta gdp inf size ser _cons 4285755 1.165492 -.1123441 -.5088473 -.024096 0324676 -.4901816 3904164 2687447 7937305 0789138 6363521 1652767 018303 3472466 3418721 sigma_u sigma_e rho 04443055 04619799 48050543 (fraction of variance due to u_i) 1.59 1.47 -1.42 -0.80 -0.15 1.77 -1.41 1.14 P>|t| = = 0.114 0.145 0.158 0.426 0.884 0.079 0.161 0.256 1.80 0.0953 [95% Conf Interval] -.1048084 -.4098429 -.2689662 -1.77183 -.3521244 -.0038588 -1.17937 -.2881051 F test that all u_i=0: F(12, 97) = 6.82 9619594 2.740828 0442781 7541356 3039325 0687939 1990068 1.068938 Prob > F = 0.0000 Bảng 24 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ (SER) đến hiệu ngân hàng phương pháp REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs = Number of groups = 117 13 R-sq: within = 0.1121 between = 0.4326 overall = 0.2615 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) te Coef Std Err z eta roa lta gdp inf size ser _cons 4214347 1.500456 -.148028 -.401125 -.0794694 0331283 -.6741023 3983283 2496835 7535498 0706167 574696 1300604 0123769 3122628 228994 sigma_u sigma_e rho 03446691 04619799 35758239 (fraction of variance due to u_i) 1.69 1.99 -2.10 -0.70 -0.61 2.68 -2.16 1.74 P>|z| 0.091 0.046 0.036 0.485 0.541 0.007 0.031 0.082 = = 19.42 0.0070 [95% Conf Interval] -.0679359 023526 -.2864343 -1.527509 -.3343832 00887 -1.286126 -.0504917 9108053 2.977387 -.0096218 7252585 1754444 0573867 -.0620784 8471483 Bảng 25 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re eta roa lta gdp inf size ser 4285755 1.165492 -.1123441 -.5088473 -.024096 0324676 -.4901816 4214347 1.500456 -.148028 -.401125 -.0794694 0331283 -.6741023 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0071408 -.334964 0356839 -.1077222 0553735 -.0006608 1839207 0994078 2493407 0352232 2732554 1019836 0134837 1518951 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.29 Prob>chi2 = 0.9999 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng 26 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var te e u Test: sd = sqrt(Var) 0045863 0021343 001188 0677219 046198 0344669 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 50.12 0.0000 Bảng 27 Kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 2.842 Prob > F = 0.1176 Bảng 28 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ (SER) đến hiệu ngân hàng phương pháp SGMM Bảng 29 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ mua bán chứng khoán tổng thu nhập (SEC) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.1491 between = 0.0838 overall = 0.1067 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) F(7,97) Prob > F = -0.1403 Std Err t te Coef eta roa lta gdp inf size sec _cons 3706384 2.299063 -.1344044 -.9852082 -.039737 0288494 -.5615198 4879007 2637244 9632877 0746566 6442914 1622605 0179776 2304004 3367018 sigma_u sigma_e rho 05106971 04530365 55961705 (fraction of variance due to u_i) 1.41 2.39 -1.80 -1.53 -0.24 1.60 -2.44 1.45 P>|t| = = 0.163 0.019 0.075 0.129 0.807 0.112 0.017 0.151 2.43 0.0246 [95% Conf Interval] -.1527814 3872037 -.282577 -2.263948 -.3617791 -.0068311 -1.018801 -.1803592 F test that all u_i=0: F(12, 97) = 9.68 8940583 4.210923 0137682 2935319 2823051 06453 -.1042388 1.156161 Prob > F = 0.0000 Bảng 30 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ mua bán chứng khoán tổng thu nhập (SEC) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 117 13 R-sq: within = 0.1409 between = 0.1362 overall = 0.1376 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) te Coef Std Err z eta roa lta gdp inf size sec _cons 3902589 1.974135 -.1765107 -.7601545 -.0882755 0276139 -.3919349 5234436 2575141 9617916 0699209 5989484 1310968 0123089 2349151 2299256 sigma_u sigma_e rho 03086589 04530365 3170263 (fraction of variance due to u_i) 1.52 2.05 -2.52 -1.27 -0.67 2.24 -1.67 2.28 P>|z| 0.130 0.040 0.012 0.204 0.501 0.025 0.095 0.023 = = 17.68 0.0135 [95% Conf Interval] -.1144593 0890585 -.3135532 -1.934072 -.3452204 0034888 -.85236 0727977 8949772 3.859212 -.0394682 4137629 1686694 051739 0684903 9740895 Coefficients (B) Bảng 31 Kiểm (b) định Hausman fe re Coefficients (b) (B) 4285755 4214347 fe re 1.165492 1.500456 eta roa lta eta gdp roa inf lta size gdp inf ser -.1123441 3706384 -.5088473 2.299063 -.024096 -.1344044 0324676 -.9852082 -.039737 -.4901816 -.148028 3902589 -.401125 1.974135 -.0794694 -.1765107 0331283 -.7601545 -.0882755 -.6741023 size sec 0288494 -.5615198 0276139 -.3919349 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E (b-B) 0071408 Difference -.334964 sqrt(diag(V_b-V_B)) 0994078 S.E .2493407 0356839 -.0196205 -.1077222 3249278 0553735 0421063 -.0006608 -.2250537 0485385 1839207 0012355 -.1695849 0352232 0568951 2732554 0536668 1019836 0261662 0134837 2374284 0956143 1518951 0131028 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistentb under Ha, efficient = consistent under Hounder and Ho; Ha; obtained obtained from from xtreg xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.29 Prob>chi2 = 0.9999 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng 32 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var te e u Test: sd = sqrt(Var) 0045863 0020524 0009527 0677219 0453036 0308659 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 80.78 0.0000 Bảng 33 Kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 2.711 Prob > F = 0.1256 Bảng 34 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ mua bán chứng khoán tổng thu nhập (SEC) đến hiệu ngân hàng phương pháp SGMM Bảng 35 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ khác tổng thu nhập (OTHER) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs = Number of groups = 117 13 R-sq: within = 0.1607 between = 0.2601 overall = 0.2109 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, Xb) = 0.1177 F(7,97) Prob > F Std Err t te Coef eta roa lta gdp inf size other _cons -.0041444 2.657551 -.1038434 -.8932659 -.0317707 0120043 4533009 7956127 318114 1.00546 075404 628798 1609205 0192353 1670442 362283 sigma_u sigma_e rho 04580431 04499346 50892961 (fraction of variance due to u_i) -0.01 2.64 -1.38 -1.42 -0.20 0.62 2.71 2.20 P>|t| = = 0.990 0.010 0.172 0.159 0.844 0.534 0.008 0.030 2.65 0.0149 [95% Conf Interval] -.6355126 661992 -.2534994 -2.141256 -.3511534 -.0261725 1217643 0765812 F test that all u_i=0: F(12, 97) = 8.80 6272239 4.65311 0458126 3547241 287612 0501812 7848374 1.514644 Prob > F = 0.0000 Bảng 36 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ khác tổng thu nhập (OTHER) đến hiệu ngân hàng phương pháp FEM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs = Number of groups = 117 13 R-sq: within = 0.1599 between = 0.2712 overall = 0.2175 Obs per group: = avg = max = 9.0 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) te Coef Std Err z eta roa lta gdp inf size other _cons 0019204 2.663918 -.1198513 -.9616096 -.0207409 0161529 4615036 7281435 2976689 9279716 070593 5808864 1303403 0138051 1609717 2585681 sigma_u sigma_e rho 04105015 04499346 45426688 (fraction of variance due to u_i) 0.01 2.87 -1.70 -1.66 -0.16 1.17 2.87 2.82 P>|z| 0.995 0.004 0.090 0.098 0.874 0.242 0.004 0.005 = = 22.69 0.0019 [95% Conf Interval] -.5814999 8451268 -.258211 -2.100126 -.2762032 -.0109046 146005 2213594 5853407 4.482709 0185083 1769068 2347214 0432104 7770023 1.234928 Bảng 37 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re eta roa lta gdp inf size other -.0041444 2.657551 -.1038434 -.8932659 -.0317707 0120043 4533009 0019204 2.663918 -.1198513 -.9616096 -.0207409 0161529 4615036 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E -.0060648 -.0063665 016008 0683437 -.0110298 -.0041485 -.0082028 1122041 3870632 0265027 2407445 0943759 0133947 0446306 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) = 7.06 Prob>chi2 = 0.3151 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng 38 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var te e u 0045863 0020244 0016851 sd = sqrt(Var) 0677219 0449935 0410501 Test: Var(u) = chibar2(01) = 90.15 Prob > chibar2 = 0.0000 Bảng 39 Kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 2.954 Prob > F = 0.1114 Bảng 40 Kết ước lượng mơ hình tác động tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ khác tổng thu nhập (OTHER) đến hiệu ngân hàng phương pháp SGMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 11 F(8, 12) = 31.85 Prob > F = 0.000 te Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Coef Std Err te L1 -.0622898 476442 eta roa lta gdp inf size other _cons -.4462043 -.7590632 -.8363086 3.012647 -2.342594 0615963 1.489636 1821625 2.04453 4.519905 793189 4.241668 1.860461 0754966 709911 1.06406 t P>|t| = = = = = 78 13 6.00 [95% Conf Interval] -0.13 0.898 -1.100368 975788 -0.22 -0.17 -1.05 0.71 -1.26 0.82 2.10 0.17 -4.900853 -10.60709 -2.564519 -6.229153 -6.396192 -.1028965 -.0571277 -2.136226 4.008444 9.088963 8919017 12.25445 1.711003 2260892 3.036399 2.500551 0.831 0.869 0.312 0.491 0.232 0.430 0.058 0.867 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L3.te L.size L2.inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/8).L2.other collapsed Instruments for levels equation Standard L3.te L.size L2.inf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L2.other collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.75 Pr > z = 0.080 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.09 Pr > z = 0.929 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(2) = 0.40 Prob > chi2 = 0.820 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(2) = 0.47 Prob > chi2 = 0.790 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(1) = 0.46 Prob > chi2 = 0.499 Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.01 Prob > chi2 = 0.908 ... cao Vì vậy, đề tài nghiên cứu “HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG PHI TRUYỀN THỐNG VÀ HIỆU QUẢ NGÂN HÀNG: TRƯỜNG HỢP CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2011 - 2019” cần thiết để bổ sung sở... ngân hàng hoạt động ngân hàng phi truyền thống Ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam giai đoạn 2011 – 2019 99 4.1.1 Đánh giá khái quát hiệu 99 4.1.2 Đánh giá khái quát hoạt động ngân. .. nhập từ hoạt động ngân hàng Nhìn vào hoạt động ngân hàng truyền thống phi truyền thống trình bày phần 2.2.1 thấy hoạt động ngân hàng truyền thống mang nguồn thu nhập từ lãi chủ yếu hoạt động NHPTT