CHƢƠNG 5 : KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.3 Hạn chế của luận văn và hƣớng nghiên cứu sau:
Luận văn đã kiểm định các yếu tố có ảnh hƣởng đến lợi nhuận NHTM. Từ đó có những kiến nghị để góp phần nâng cao sức khoẻ và cải thiện lợi nhuận các NHTM Việt Nam.
Ngồi dữ liệu kế tốn đƣợc thu thập từ báo cáo tài chính đã đƣợc kiểm tốn, các dữ liệu cịn lại đƣợc lấy thủ công trên báo cáo thƣờng niên của ngân hàng và các CĐCL nên có thể tồn tại thơng tin bất cân xứng, ít nhiều cũng ảnh hƣởng đến các kết quả của nghiên cứu.
Ngồi ra, mẫu nghiên cứu có số lƣợng quan sát và chuỗi thời gian thu thập chƣa nhiều do hạn chế về công bố thông tin nên kết quả đƣa ra chƣa phản ánh đƣợc hết tình hình thực tế. Bài nghiên cứu chỉ dừng lại nghiên cứu tổng thể chƣa phân tích sâu hơn về sự khác biệt về mối quan hệ lợi nhuận và tăng trƣởng tín dụng giữa NHTM có vốn của NHNN và NHTM khơng có vốn góp của NHNN. Do đó, để khắc phục những hạn chế của luận văn, hƣớng nghiên cứu tiếp theo có thể thực hiện để giải quyết những vấn đề này.
DANH MỤC THAM KHẢO: 1. Tiếng Việt:
Báo cáo tài chính hằng năm của NHNN Việt Nam Giáo trình kinh tế- chính trị Mác – Lênin, trang 28
Https://www.sbv.gov.vn/webcenter/contentattachfile/idcplg?dDocName...filena me...
Lê Tấn Phƣớc (2016), “ Tác động từ quản trị thanh khoản đến lợi nhuận của
ngân hàng thương mại”. Tạp chí Tài chính kỳ 2 số tháng 4-2016 - trang 55
Lê Tấn Phƣớc (2017) “Một số yếu tố tác động đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng
thương mại Việt Nam”. Tạp chí tài chính kỳ II tháng 12/2016
Luật các Tổ chức tín dụng (2010) của Quốc Hội Cộng Hoà Xã Hội Chủ Nghĩa Việt Nam ngày 16/06/2010 ban hành quy định hoạt động của các TCTD.
Nguyễn Đăng Dờn (2009), “Nghiệp vụ ngân hàng thương mại”, trang 8 Nguyễn Minh Kiều (2008), “Nghiệp vụ ngân hàng thƣơng mại”
Nguyễn Thị Minh Huệ (2012), “Đánh giá hệ thống ngân hàng Việt Nam qua
một số chỉ số lành mạnh tài chính”,Tạp chí Khoa học ĐHQGHN, Kinh tế và Kinh
doanh 28 (2012), trang 158-166
Nguyễn Thùy Dƣơng và Trần Hải Yến (2011) , “Các nhân tố tác động đến tăng trƣởng tín dụng ngân hàng tại Việt Nam năm 2011: Bằng chứng định lƣợng”, có thể download từ:
Nguyễn Văn Tiến (2012), “Quản trị ngân hàng”, trang 349
Phạm Minh Chính và Vƣơng Văn Hồng, “Kinh tế Việt Nam: Thăng trầm và đột
phá”, trang 226
Quyết định số 02/VBHN-NHNN ngày 21/02/2015 2. Tiếng Anh:
Amador, J ., González, J và Pabón, A (2013) “Loan growth and bank risk: new evidence” . Financial Markets and Portfolio Management, Vol.27, pp. 365-379
Bank Examination Department, “Bank Profits in Japan from the Perspective of
ROE Analysis”.
Center for Financial Training. (2010). Banking Systems, 2nd Edition 2010, South-Western, Cengage Learning
Cormac Bryce, Aristeidis Dadoukis, Maximilian Hall, Linh Nguyen, Richard Simper (2015) “An Analysis of loan loss provisioning behaviour in Vietnamese banking”
Erlend Nier and Lea Zicchino (2006) “Bank weakness, loan supply and monetary policy”
Joel Bessis (2012),”Quản trị rủi ro trong ngân hàng”,Nhà xuất bản Lao động xã hội, trang 23.
M Mostak Ahamed (2017) “ Asset quality, non-interest income, and bank profitability: Evidence from Indian banks”
Mergaerts, F., Vander Vennet, R., (2016), “Business models and bank
performance: a longterm perspective”, J. Financial Stab. 22, trang 57–75.
Mishkin, F. (2012b). The economy of money, banking and financial markets (10th ed.). Pearson Education, Inc., USA.
Petkovski, M. (2009). Financial markets and Institutions. Skopje, Faculty of Economics.
Rahman , N (2014) “The Moderating Effects of Capital Regulation on Loans and Bank Stability: The Case of Malaysia “.International Review of Business
Research Papers Vol. 10. No. 2. September 2014 Issue. Pp. 137 – 147
Skala, D (2012) “ Loan growth in banks: origins and consequences”
Stiroh, K.J., Rumble, A., (2006),”The dark side of diversification: the case of
PHỤ LỤC: 1 Thống kê mô tả: GDP 150 6.116 .6482325 5.25 7.13 INFLATION 150 9.431 5.779935 .63 19.89 RISK 150 .008566 .0090862 .000452 .0749711 COST 150 .017816 .0183033 .0009423 .1701688 SIZE 150 7.837208 .6373919 5.917643 8.941912 CREDIT 150 .3893617 .557298 -.3172 5.064 ROE 150 .1158293 .0744359 .004 .442 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLATION GDP
1 Ma trận hệ số tƣơng quan: GDP 0.2947 0.4207 -0.1699 -0.1882 -0.2299 -0.0849 1.0000 INFLATION 0.1645 0.0014 -0.1520 -0.0439 -0.0177 1.0000 RISK 0.0637 -0.1979 0.3077 0.4120 1.0000 COST -0.0901 -0.0942 -0.0987 1.0000 SIZE 0.2097 -0.3308 1.0000 CREDIT 0.1882 1.0000 ROE 1.0000 ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLAT~N GDP (obs=150)
. correlate ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLATION GDP
_cons -.4573637 .1018279 -4.49 0.000 -.6586461 -.2560813 GDP .0359009 .0094589 3.80 0.000 .0172035 .0545983 INFLATION .0031356 .0009599 3.27 0.001 .0012382 .005033 RISK .5880393 .7141165 0.82 0.412 -.8235492 1.999628 COST .0016607 .3419798 0.00 0.996 -.6743281 .6776495 SIZE .0394907 .009883 4.00 0.000 .019955 .0590263 CREDIT .0243678 .0112222 2.17 0.032 .002185 .0465505 ROE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .825564391 149 .005540701 Root MSE = .06615 Adj R-squared = 0.2102 Residual .625798321 143 .004376212 R-squared = 0.2420 Model .199766069 6 .033294345 Prob > F = 0.0000 F( 6, 143) = 7.61 Source SS df MS Number of obs = 150 . reg ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLATION GDP
3 Đa cộng tuyến: Mean VIF 1.30 INFLATION 1.05 0.954164 GDP 1.28 0.781207 CREDIT 1.33 0.750904 COST 1.33 0.749641 SIZE 1.35 0.740156 RISK 1.43 0.697601 Variable VIF 1/VIF . vif
4 Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi cho OLS:
Prob > chi2 = 0.0003 chi2(1) = 13.40
Variables: fitted values of ROE Ho: Constant variance
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity . hettest
F test that all u_i=0: F(14, 129) = 5.33 Prob > F = 0.0000 rho .43740383 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .05543361 sigma_u .04887829 _cons -.0637526 .1600291 -0.40 0.691 -.3803741 .2528689 GDP .027037 .0083816 3.23 0.002 .0104537 .0436203 INFLATION .0023319 .00085 2.74 0.007 .0006502 .0040136 RISK .3573638 .6738459 0.53 0.597 -.9758568 1.690584 COST -.0659413 .3065466 -0.22 0.830 -.6724513 .5405688 SIZE -.0024622 .0170293 -0.14 0.885 -.0361551 .0312306 CREDIT .024764 .0100147 2.47 0.015 .0049498 .0445783 ROE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.0771 Prob > F = 0.0000 F(6,129) = 6.69 overall = 0.1171 max = 10 between = 0.1716 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2372 Obs per group: min = 10 Group variable: NH Number of groups = 15 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 150 . xtreg ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLATION GDP, fe
6 Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi cho mơ hình FE:
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (15) = 241.19
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
rho .34547742 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .05543361 sigma_u .04027362 _cons -.2555278 .1292567 -1.98 0.048 -.5088662 -.0021894 GDP .0307835 .0082081 3.75 0.000 .014696 .0468711 INFLATION .0027211 .0008296 3.28 0.001 .0010951 .0043472 RISK .5239714 .6571851 0.80 0.425 -.7640877 1.812031 COST -.0650094 .3036493 -0.21 0.830 -.6601512 .5301324 SIZE .0183533 .0134683 1.36 0.173 -.0080442 .0447507 CREDIT .0263339 .0098806 2.67 0.008 .0069684 .0456995 ROE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(6) = 41.14 overall = 0.2115 max = 10 between = 0.2587 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2279 Obs per group: min = 10 Group variable: NH Number of groups = 15 Random-effects GLS regression Number of obs = 150 . xtreg ROE CREDIT SIZE COST RISK INFLATION GDP, re
8 Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi đối với mơ hình Random Effect:
Prob > chibar2 = 0.0000 chibar2(01) = 45.20 Test: Var(u) = 0 u .001622 .0402736 e .0030729 .0554336 ROE .0055407 .0744359 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
ROE[NH,t] = Xb + u[NH] + e[NH,t]
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects . xttest0