Các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng thương mại việt nam trong giai đoạn 2010 2019

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGÔ VĨ KHANG CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010 - 2019 KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 7340201 TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGƠ VĨ KHANG CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010 - 2019 KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 7340201 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS NGUYỄN TRẦN PHÚC TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2021 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010 - 2019 TÓM TẮT Bài khóa luận phân tích: “CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010 – 2019” Tác giả dựa liệu 28 NHTM Việt Nam hoạt động liên tục thời gian 10 năm từ năm 2010 đến năm 2019 Tác giả sử dụng phương pháp GMM để giải vấn đề biến trễ, tượng nội sinh, tượng phương sai sai số thay đổi tượng tự tương quan mô hình Kết nghiên cứu cho thấy tốc độ tăng trưởng tín dụng kỳ trước, tỷ suất sinh lời tổng tài sản, tỷ lệ khoản, tỷ lệ huy động có ảnh hưởng chiều đến tốc độ tăng trưởng tín dụng NHTM Việt Nam Bên cạnh đó, tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu, quy mô ngân hàng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản, tốc độ tăng trưởng kinh tế năm tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng ngược chiều đến tốc độ tăng trưởng tín dụng NHTM Việt Nam Đồng thời, với mô hình nghiên cứu tác giả thấy yếu tố tỷ lệ nợ xấu có ảnh hưởng ngược chiều đến tốc độ tăng trưởng tín dụng nhiên tác giả chưa tìm mức ý nghĩa thống kê yếu tố Với kết đạt được, khóa luận đóng góp thêm số chứng thực nghiệm yếu tố ảnh hưởng tốc độ tăng trưởng tín dụng với yếu tố đặc thù bên bên ngân hàng, yếu tố vi mơ vĩ mơ Ngồi ra, khóa luận có đóng góp số khuyến nghị cần thiết cho nhà quản trị ngân hàng việc xác định đưa giải pháp phù hợp với điều kiện thực tế nhằm đạt mục tiêu tốc đô tăng trưởng tín dụng ổn định, bền vững an tồn Từ khóa: Tăng trưởng tín dụng, GMM, ngân hàng thương mại, Việt Nam i ABSTRACT Dissertation analysis: "FACTORS AFFECTING CREDIT GROWTH OF VIETNAM COMMERCIAL BANKERS IN THE PERIOD OF 2010 - 2019" The author has based on the data of 28 Vietnamese commercial banks operating continuously for 10 years from 2010 to 2019 The author uses the GMM method to solve the problem of lagged variables, endogenous phenomena, and phenomena variance variance and autocorrelation in the model Research results have shown that the credit growth rate of the previous period, return on total assets, liquidity ratio, and deposit ratio have a positive influence on the credit growth rate of commercial banks Vietnam Besides, return on equity, bank size, equity-tototal assets ratio, annual economic growth rate and inflation rate have negative effects on the growth rate credit growth of Vietnamese commercial banks At the same time, with the research model, the author also found that the bad debt ratio has a negative effect on the credit growth rate, but the author has not found the statistical significance of this factor With the obtained results, the thesis has contributed some more empirical evidences on the influencing factors between credit growth rate and specific factors inside and outside the bank, as well as other factors micro and macro In addition, the thesis has contributed some necessary recommendations for bank administrators in identifying and providing suitable solutions to actual conditions in order to achieve the target of credit growth stable, sustainable and safe Keywords: Credit growth, GMM, commercial banks, Viet Nam ii LỜI CAM ĐOAN Tôi tên Ngô Vĩ Khang, sinh viên lớp HQ5-GE08, hệ Chất Lượng Cao - khóa 05 trường Đại học Ngân Hàng Thành phố Hồ Chí Minh Tơi cam đoan khóa luận cơng trình nghiên cứu riêng tôi, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung cơng bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ khóa luận Người thực Ngơ Vĩ Khang iii LỜI CẢM ƠN Lời đầu tiên, xin chân thành cảm ơn quý Thầy Cô trường Đại Học Ngân hàng TP.HCM tận tâm giảng dạy truyền đạt kiến thức kinh nghiệm quý báu suốt q trình tơi rèn luyện học tập trường Đặc biệt, xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến thầy TS Nguyễn Trần Phúc, người trực tiếp hướng dẫn thực đề tài Thầy giúp định hướng nghiên cứu dành cho lời khuyên quý báu, lời góp ý phê bình sâu sắc giúp chúng tơi hồn thành nghiên cứu Vì kiến thức thân cịn hạn chế, q trình hồn thiện nghiên cứu tơi khơng tránh khỏi sai sót, kính mong nhận ý kiến đóng góp từ Thầy, Cơ bạn sinh viên Xin chân thành cám ơn! Người thực Ngơ Vĩ Khang iv MỤC LỤC TĨM TẮT I ABSTRACT II LỜI CAM ĐOAN III LỜI CẢM ƠN IV MỤC LỤC V DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT X DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU, HÌNH ẢNH .XI CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 ĐẶT VẤN ĐỀ 1.1.1 Lý chọn đề tài 1.1.2 Tính cấp thiết đề tài 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu tổng quát 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 1.4 ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu v 1.4.2 1.5 Phạm vi nghiên cứu PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 10 1.5.1 Phương pháp nghiên cứu định tính 10 1.5.2 Phương pháp nghiên cứu định lượng 10 1.6 Ý NGHĨA VÀ ĐÓNG GÓP ĐỀ TÀI 10 1.7 BỐ CỤC BÀI KHÓA LUẬN 11 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM 14 2.1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT 15 2.1.1 Tổng quan ngân hàng thương mại 15 2.1.2 Tổng quan tăng trưởng tín dụng ngân hàng 16 2.2 CÁC CHỈ TIÊU ĐO LƯỜNG TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG 18 2.3 LÝ THUYẾT CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 21 2.2.1 Lý thuyết thông tin bất cân xứng (Asymmetric Information) 21 2.2.2 Lý thuyết kênh cho vay (Bank Lending Channel Theory) 22 2.2.3 Lý thuyết chu kỳ kinh doanh (Business Cycle Theory) 23 2.2.4 MƠ HÌNH CAMELS 24 vi 2.4 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 26 2.3.1 Các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng NHTM 26 2.3.2 Các yếu tố vi mô ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng NHTM 27 2.5 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 34 2.4.1 Các nghiên cứu nước 34 2.4.2 Các nghiên cứu nước 38 TÓM TẮT CHƯƠNG 51 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 52 3.1 THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 53 3.2 MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU 54 3.1.1 Mơ hình nghiên cứu đề nghị 54 3.1.2 Chỉ tiêu đo lường tốc độ tăng trưởng tín dụng (LGR) 58 3.1.3 Các biến kiểm soát mơ hình nghiên cứu 58 3.1.3.1 Tốc độ tăng trưởng tín dụng kỳ trước (LGR(t-1)) 58 3.1.3.2 Tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA) 58 3.1.3.3 Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) 59 3.1.3.4 Quy mô ngân hàng (SIZE) 59 vii PHỤ LỤC PHỤ LỤC 01: DANH SÁCH 28 NHTM VIỆT NAM TRONG MẪU NGHIÊN CỨU TÊN NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI STT TÊN VIẾT TẮT ACB Ngân hàng TMCP Á Châu ABB Ngân hàng TMCP An Bình BAB Ngân Hàng TMCP Bắc Á BaovietBank Ngân hàng TMCP Bảo Việt BVB Ngân hàng TMCP Bản Việt BID Ngân hàng TMCP Đầu tư Phát triển Việt Nam CTG Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam HDB Ngân hàng TMCP Phát triển Thành phố Hồ Chí Minh KLB Ngân hàng TMCP Kiên Long 10 LPB Ngân hàng TMCP Liên Việt Post Bank 11 MBB Ngân hàng TMCP Quân Đội 12 MSB Ngân hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam 13 NAB Ngân hàng TMCP Nam Á 14 NVB Ngân hàng TMCP Quốc Dân 15 OCB Ngân hàng TMCP Phương Đông 16 PGB Ngân hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex 17 SCB Ngân hàng TMCP Sài Gòn 18 SEA Ngân hàng TMCP Đông Nam Á 19 SGB Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương 20 SHB Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội 21 STB Ngân hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín 22 TCB Ngân hàng TMCP Kỹ Thương 23 VCB Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam 94 24 VIB Ngân hàng TMCP Quốc Tế 25 TPB Ngân hàng TMCP Tiên Phong 26 VAB Ngân hàng TMCP Việt Á 27 VPB Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng 28 EIB Ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam 95 PHỤ LỤC 02: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH xtset BANK1 YEAR panel variable: time variable: delta: BANK1 (unbalanced) YEAR, 2010 to 2019, but with a gap unit THỐNG KÊ CÁC BIẾN TRONG MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU sum LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ LGR | 277 2293119 2220181 -.4773616 1.48061 LGRt1 | 275 3190861 6773802 -.3009972 10.51855 ROA | 278 0083417 0080322 -.0599291 0554257 ROE | 278 0934097 0821413 -.5632632 2939342 SIZE | 278 7.953737 4999028 6.761753 9.146592 -+ NPL | 278 0226724 0182696 000083 214 LIQ | 278 1834598 0905714 0450184 610376 DA | 278 6337394 130795 2508404 8992429 ETA | 278 0945901 0422274 0293141 2553888 GDP | 278 0630892 005956 0524737 0707579 -+ - 96 INF | 278 0615845 0482579 008786 186755 KIỂM ĐỊNH HỆ SỐ TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN TRONG MƠ HÌNH corr LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF (obs=275) | LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG -+ -LGR | 1.0000 LGRt1 | 0.2390 1.0000 ROA | 0.2132 0.0833 1.0000 ROE | 0.1964 0.0505 0.8537 1.0000 SIZE | -0.1081 -0.1471 0.0468 0.3846 1.0000 NPL | 0.1068 -0.1006 -0.0185 -0.1112 -0.1878 1.0000 LIQ | 0.0897 0.1067 0.0158 -0.0082 -0.2033 0.0545 1.0000 DA | -0.1032 -0.2544 -0.1633 -0.0514 0.3709 -0.1029 -0.5623 1.0000 ETA | -0.0465 0.0551 0.2918 -0.1254 -0.6804 0.1821 0.0673 -0.2500 1.0000 GDPG | -0.0364 0.0289 0.0624 0.1806 0.2394 -0.2344 -0.2281 0.1330 -0.2788 1.0000 INF | -0.0497 0.1672 0.1912 0.0976 -0.2538 0.1489 0.4429 -0.5427 0.2505 -0.3866 | INF -+ INF | 1.0000 MƠ HÌNH HỒI QUY POOL OLS reg LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF Source | SS df MS -+ Number of obs = 275 F(10, 264) = 8.59 Model | 2.95104351 10 295104351 Prob > F = 0.0000 Residual | 9.07316488 264 034368049 R-squared = 0.2454 97 -+ -Total | 12.0242084 274 043883972 Adj R-squared = 0.2168 Root MSE = 18539 -LGR | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -LGRt1 | 0698617 0174584 4.00 0.000 0354863 1042371 ROA | 10.04392 4.237683 2.37 0.019 1.699967 18.38788 ROE | 0431067 4128498 0.10 0.917 -.7697906 856004 SIZE | -.1601513 0365507 -4.38 0.000 -.2321193 -.0881832 NPL | 1.681336 6483332 2.59 0.010 4047742 2.957898 LIQ | 1859175 1569375 1.18 0.237 -.1230908 4949259 DA | -.0328522 1230961 -0.27 0.790 -.2752272 2095228 ETA | -2.168213 4841189 -4.48 0.000 -3.121439 -1.214988 GDP | -5.362995 2.192909 -2.45 0.015 -9.680811 -1.045178 INF | -1.212819 3109423 -3.90 0.000 -1.825061 -.6005767 _cons | 1.954522 3577976 5.46 0.000 1.250022 2.659022 - est sto pool 98 MƠ HÌNH HỒI QUY CỐ ĐỊNH FEM xtreg LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF,fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 275 Group variable: BANK1 Number of groups = 28 R-sq: Obs per group: = 0.3252 = between = 0.0069 avg = 9.8 overall = 0.0686 max = 10 F(10,237) = 11.42 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.8106 -LGR | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -LGRt1 | 0165007 0170025 0.97 0.333 -.0169945 049996 ROA | 14.35438 4.205555 3.41 0.001 6.069335 22.63942 ROE | -.2985572 4197587 -0.71 0.478 -1.125492 5283776 SIZE | -.5829381 0797488 -7.31 0.000 -.740045 -.4258311 NPL | 1.683724 6274149 2.68 0.008 4477012 2.919746 LIQ | 3417791 1841879 1.86 0.065 -.0210755 7046336 DA | 3549051 1520361 2.33 0.020 0553904 6544199 ETA | -2.089328 5426536 -3.85 0.000 -3.158369 -1.020288 99 GDP | 2.275427 2.216764 1.03 0.306 -2.091652 6.642505 INF | -1.489546 3197377 -4.66 0.000 -2.119437 -.8596548 _cons | 4.58632 6402199 7.16 0.000 3.325072 5.847569 -+ -sigma_u | 22883477 sigma_e | 16443169 rho | 65948723 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(27, 237) = 3.65 Prob > F = 0.0000 est sto fem MƠ HÌNH HỒI QUY NGẪU NHIÊN REM xtreg LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF,re Random-effects GLS regression Number of obs = 275 Group variable: BANK1 Number of groups = 28 R-sq: Obs per group: = 0.2055 = between = 0.4047 avg = 9.8 overall = 0.2444 max = 10 Wald chi2(10) = 82.23 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -LGR | Coef Std Err z 100 P>|z| [95% Conf Interval] -+ -LGRt1 | 0647941 0173794 3.73 0.000 0307311 0988572 ROA | 10.25367 4.243941 2.42 0.016 1.935704 18.57165 ROE | 0226448 415205 0.05 0.957 -.791142 8364316 SIZE | -.1668665 0384101 -4.34 0.000 -.2421488 -.0915841 NPL | 1.745163 6466793 2.70 0.007 4776952 3.012632 LIQ | 1988323 1613033 1.23 0.218 -.1173164 514981 DA | -.0020525 1270848 -0.02 0.987 -.2511341 2470291 ETA | -2.107895 4928822 -4.28 0.000 -3.073927 -1.141864 GDP | -4.988346 2.172715 -2.30 0.022 -9.246789 -.7299034 INF | -1.186807 3098994 -3.83 0.000 -1.794199 -.5794158 _cons | 1.955386 3707737 5.27 0.000 1.228683 2.682089 -+ -sigma_u | 02631317 sigma_e | 16443169 rho | 02496858 (fraction of variance due to u_i) - est sto rem KIỂM ĐỊNH F TEST: LỰA CHỌN MƠ HÌNH POOL OLS VÀ FEM xtreg LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDPG INF,fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 275 Group variable: BANK1 Number of groups = 28 R-sq: Obs per group: = 0.3252 = between = 0.0069 avg = 9.8 within 101 overall = 0.0686 corr(u_i, Xb) = -0.8106 max = 10 F(10,237) = 11.42 Prob > F = 0.0000 -LGR | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -LGRt1 | 0165007 0170025 0.97 0.333 -.0169945 049996 ROA | 14.35438 4.205555 3.41 0.001 6.069335 22.63942 ROE | -.2985572 4197587 -0.71 0.478 -1.125492 5283776 SIZE | -.5829381 0797488 -7.31 0.000 -.740045 -.4258311 NPL | 1.683724 6274149 2.68 0.008 4477012 2.919746 LIQ | 3417791 1841879 1.86 0.065 -.0210755 7046336 DA | 3549051 1520361 2.33 0.020 0553904 6544199 ETA | -2.089328 5426536 -3.85 0.000 -3.158369 -1.020288 GDP | 2.275427 2.216764 1.03 0.306 -2.091652 6.642505 INF | -1.489546 3197377 -4.66 0.000 -2.119437 -.8596548 _cons | 4.58632 6402199 7.16 0.000 3.325072 5.847569 -+ -sigma_u | 22883477 sigma_e | 16443169 rho | 65948723 (fraction of variance due to u_i) 102 F test that all u_i=0: F(27, 237) = 3.65 Prob > F = 0.0000 KIỂM ĐỊNH BREUSCH-PAGAN (LM): LỰA CHỌN GIỮA POOLED OLS VÀ REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LGR[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: LGR | 043884 209485 e | 0270378 1644317 u | 0006924 0263132 Var(u) = chibar2(01) = 4.55 Prob > chibar2 = 0.0165 KIỂM ĐỊNH HAUSMAN: LỰA CHỌN GIỮA REM VÀ FEM hausman fem rem Coefficients -| (b) (B) | fem rem (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ 103 LGRt1 | 0165007 0647941 -.0482934 ROA | 14.35438 10.25367 4.100705 ROE | -.2985572 0226448 -.321202 0616619 SIZE | -.5829381 -.1668665 -.4160716 0698894 NPL | 1.683724 1.745163 -.0614398 LIQ | 3417791 1988323 1429467 088918 DA | 3549051 -.0020525 3569576 0834532 ETA | -2.089328 -2.107895 0185667 2270243 GDP | 2.275427 -4.988346 7.263773 4397202 INF | -1.489546 -1.186807 -.3027383 0787054 -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(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 50.19 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG ĐA CỘNG TUYẾN vif Variable | VIF 1/VIF -+ 104 ROA | 9.30 0.107548 ROE | 9.22 0.108409 ETA | 3.36 0.297878 SIZE | 2.64 0.379358 DA | 2.03 0.492693 INF | 1.77 0.566170 LIQ | 1.60 0.623659 GDP | 1.37 0.727540 LGRt1 | 1.11 0.896874 NPL | 1.11 0.903180 -+ -Mean VIF | 3.35 KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (28) = Prob>chi2 = 1010.39 0.0000 Kiểm Định Hiện Tượng Tự Tương Quan xtserial LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDP INF Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 27) = 6.696 105 Prob > F = 0.0154 MƠ HÌNH ƯỚC LƯỢNG MOMEN TỔNG QUÁT - GMM xtabond2 LGR LGRt1 ROA ROE SIZE NPL LIQ DA ETA GDP INF, gmm(L3.ROA l3.SIZE DA, collapse)iv(GDP INF)sm two Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: BANK1 Number of obs = 275 Time variable : YEAR Number of groups = 28 Number of instruments = 27 Obs per group: = F(10, 27) = 1248.87 avg = 9.82 Prob > F = 0.000 max = 10 -LGR | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -LGRt1 | 3883291 0616352 6.30 0.000 2618642 5147941 ROA | 39.59491 8.737848 4.53 0.000 21.66633 57.5235 ROE | -2.494365 1.113317 -2.24 0.033 -4.778703 -.2100267 SIZE | -.2676907 0890841 -3.00 0.006 -.4504763 -.0849051 NPL | -.9337533 2.071029 -0.45 0.656 -5.183153 3.315647 LIQ | 4660074 1985584 2.35 0.027 0585991 8734156 106 DA | 7634782 2565047 2.98 0.006 237174 1.289782 ETA | -3.517255 560771 -6.27 0.000 -4.667862 -2.366648 GDP | -4.921224 2.696197 -1.83 0.079 -10.45336 6109158 INF | -1.269475 2759844 -4.60 0.000 -1.835749 -.7032022 _cons | 2.302045 921266 2.50 0.019 4117636 4.192327 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(GDP INF) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(L3.ROA L3.SIZE DA) collapsed Instruments for levels equation Standard GDP INF _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L3.ROA L3.SIZE DA) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.39 Pr > z = 0.017 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.17 Pr > z = 0.866 -Sargan test of overid restrictions: chi2(16) = 5.27 Prob > chi2 = 0.994 Prob > chi2 = 0.849 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(16) 107 = 10.33 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(13) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 10.26 Prob > chi2 = 0.673 = 0.07 Prob > chi2 = 0.995 = 9.94 Prob > chi2 = 0.767 = 0.39 Prob > chi2 = 0.822 iv(GDP INF) Hansen test excluding group: chi2(14) Difference (null H = exogenous): chi2(2) est sto gmm 108 ... NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010 - 2019 TĨM TẮT Bài khóa luận phân tích: “CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2010. .. 2.4 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 26 2.3.1 Các yếu tố vĩ mơ ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng NHTM 26 2.3.2 Các yếu tố vi mơ ảnh hưởng. .. hoạt động tăng trưởng cho vay ngân hàng 2.4 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI Tăng trưởng tín dụng NHTM chịu ảnh hưởng hai nhóm yếu tố: nhóm yếu tố vĩ mơ