(Luận án tiến sĩ) hoạt động ngân hàng phi truyền thống và hiệu quả ngân hàng trường hợp các ngân hàng thương mại niêm yết tại việt nam giai đoạn 2011 2019

i LỜI CAM ĐOAN Tác giả luận án có lời cam đoan cơng trình khoa học mình, cụ thể: Tôi tên : Nguyễn Thị Thanh Nhàn Sinh ngày : 15 tháng 06 năm 1981 – Tại Tp.HCM Quê quán : Tuyên Quang Hiện công tác : Trường đại học Ngân hàng TPHCM Là nghiên cứu sinh khóa XIX Trường đại học Ngân hàng TPHCM Tôi cam đoan luận án: “Hoạt động ngân hàng phi truyền thống hiệu ngân hàng: trường hợp ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam giai đoạn 2011 - 2019” Mã số: 9.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: TS Lê Thẩm Dương TS Đào Lê Kiều Oanh Luận án thực Trường Đại học Ngân hàng TPHCM Luận án chưa trình nộp để lấy học vị tiến sỹ trường đại học Luận án cơng trình nghiên cứu riêng tôi, 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 án Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm lời cam đoan tơi Tp.HCM, ngày 25 tháng 11 năm 2020 Nguyễn Thị Thanh Nhàn ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin chân thành cảm ơn Quý thầy cô trường Đại học Ngân hàng Tp.HCM Khoa Sau đại học nhiệt tình giảng dạy, giúp đỡ, tạo điều kiện thuận lợi cho trình học tập, nghiên cứu, thực hồn thành luận án Đặc biệt tơi xin chân thành cảm ơn TS Lê Thẩm Dương, người hướng dẫn, người thầy, ln tận tình định hướng, bảo, đưa góp ý quý giá lời động viên quan trọng, lúc để tơi hồn thành tốt luận án Tơi chân thành cảm TS Đào Lê Kiều Oanh, người hướng dẫn hai, tận tâm nhiệt thành hướng dẫn, hỗ trợ nhiều để tơi hồn thành luận án Ngồi ra, để hồn thiện luận án, tơi nhận hướng dẫn, giúp đỡ quý báu nhiều cá nhân tập thể Tôi xin cảm ơn Ban lãnh đạo khoa đồng nghiệp nơi làm việc giúp đỡ, tạo điều kiện cho hồn thành q trình nghiên cứu Tơi xin cảm ơn gia đình tạo điều kiện thuận lợi thời gian, cảm ơn bạn bè thân thiết chia sẻ động viên, giúp chuyên tâm nghiên cứu để hoàn thành luận án iii TÓM TẮT LUẬN ÁN Nhằm nâng cao lực cho hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam sau khủng hoảng tài giới 2007 – 2008, Ngân hàng nhà nước ban hành đạo thực hai đề án tái cấu hệ thống ngân hàng thương mại theo hai giai đoạn 2011 – 2015 2016 – 2020 Trọng tâm hai đề án ngồi việc xử lý nợ xấu cịn đẩy mạnh phát triển sản phẩm, dịch vụ ngân hàng, hướng đến chuyển đổi mơ hình kinh doanh ngân hàng thương mại Việt Nam từ tập trung vào hoạt động tín dụng sang mơ hình hoạt động trọng hoạt động ngân hàng phi truyền thống, cung cấp đa dạng sản phẩm, dịch vụ tài Đây xu hướng mà hệ thống ngân hàng nước phát triển giới khởi xướng từ năm 1980 Qua lược khảo nghiên cứu trước tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng thương mại cho thấy kết luận khác biệt Bên cạnh đó, việc tìm hiểu yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống chưa nhận nhiều quan tâm Ở Việt Nam nghiên cứu hiệu ngân hàng tiến hành từ đầu năm 2000 chưa có nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng thương mại Ngồi ra, Việt Nam có nghiên cứu Nguyễn Minh Sáng Nguyễn Thị Hạnh Hoa năm 2013 yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi ngân hàng thương mại Việt Nam, nghiên cứu có liên quan đến hướng nghiên cứu yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống Đặc biệt, cơng trình nghiên cứu tiếp cận theo hướng tìm hiểu đồng thời tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng thương mại Việt Nam yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống ngân hàng thương mại Việt Nam bối cảnh thực đề án tái cấu chưa thực Do đó, 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 TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2011 – 2019” cần thiết để bổ sung sở lý luận chứng thực nghiệm vấn đề Luận án kế thừa nghiên cứu Akhigbe & Stevenson (2010) số nghiên cứu liên quan để xây dựng mơ hình tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam Luận án kế thừa nghiên cứu Rogers & Sinkey (1999) số nghiên cứu liên quan để xây dựng mơ hình iv yếu tố tác động đến hoạt động ngân hàng phi truyền thống ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam, bổ sung thêm yếu tố số lượng chi nhánh điểm giao dịch, yếu tố chưa xem xét đến nghiên cứu trước Luận án thu thập liệu 13 ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam thời gian từ 2011- 2019 sử dụng ước lượng SGMM hai bước Arellano & Bover (1995) Blundell & Bond (1998) để chạy kiểm định mơ hình nghiên cứu Kết nghiên cứu cho thấy hoạt động ngân hàng phi truyền thống làm tăng hiệu ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam Các yếu tố khác biến trễ hiệu ngân hàng, tỷ lệ cho vay tổng tài sản có tác động chiều đến hiệu ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam, yếu tố tác động ngược chiều quy mô lạm phát Nghiên cứu chưa tìm thấy mối quan hệ biến lợi nhuận tài sản, tỷ lệ an toàn vốn tốc độ tăng trưởng kinh tế với hiệu ngân hàng Bên cạnh đó, yếu tố ảnh hưởng chiều tới hoạt động ngân hàng phi truyền thống ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam hoạt động ngân hàng phi truyền thống kỳ trước, tỷ lệ an toàn vốn số lượng chi nhánh, điểm giao dịch ngân hàng biến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng có tác động ngược chiều Dựa kết nghiên cứu, luận án đưa số kiến nghị ngân hàng thương mại Việt Nam để ngân hàng đẩy mạnh phát triển hoạt động ngân hàng phi truyền thống nâng cao hiệu ngân hàng tương lai Như vậy, luận án có đóng góp định Về mặt sở lý luận, luận án đóng góp chứng thực nghiệm để khẳng định bổ sung sở lý thuyết tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động phi truyền thống NHTM điều kiện NHTM niêm yết Việt Nam giai đoạn 2011 – 2019 Về mặt thực tiễn, luận án cung cấp chứng thực nghiệm, với gợi ý sách từ nghiên cứu giúp cho nhà quản trị ngân hàng có sách tốt cho trình điều hành quản lý hoạt động kinh doanh ngân hàng nâng cao hiệu hoạt động tương lai v DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Cụm từ tiếng Anh Cụm từ tiếng Việt OBS Off – Balance Sheet Các hoạt động bảng cân đối kế toán ROA Return On Assets Tỷ số lợi nhuận ròng tài sản ETA Equity To Assets Tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản NIM Net Interrest Margin Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên LLP Provision for loan losses Dự phịng rủi ro tín dụng DEA Data Envelopment Analysis Phương pháp phân tích bao liệu TE Technically Efficiency Hiệu kỹ thuật AE Allocative Efficiency Hiệu phân bổ CE Cost Efficiency Hiệu chi phí SE Scale Efficiency Hiệu quy mơ DMUs Decision Making Units Các đơn vị định CRS Constant returns to scale Hiệu không đổi theo quy mô VRS Variable Returns to Scale Hiệu thay đổi theo quy mô PTE Pure Technical Efficiency Hiệu kỹ thuật t FEM Fixed Effects Model Mơ hình tác động cố định REM Random Effects Model Mơ hình tác động ngẫu nhiên GMM General Method of Moments Phương pháp hồi quy mô – men tổng quát SGMM System Generalized Method of Phương pháp Moment tổng quát hệ thống Moments NHTM NHTMNY NHPTT BCKQKD Ngân hàng thương mại Ngân hàng thương mại niêm yết Ngân hàng phi truyền thống Báo cáo kết hoạt động kinh doanh 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 mơ (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 công 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 Mơ 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 Mơ 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 Mơ tả biến mơ 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 mơ 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 Mơ tả biến mơ hình nghiên cứu tác động hoạt động ngân hàng phi truyền thống đến hiệu ngân hàng 82 Bảng 3.2 Mô 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 mô 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 mô 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 mơ 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 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 mô 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. .. hoạt động ngân hàng phi truyền thống làm tăng hiệu ngân hàng thương mại niêm yết Việt Nam Các yếu tố khác biến trễ hiệu ngân hàng, tỷ lệ cho vay tổng tài sản có tác động chiều đến hiệu ngân hàng