CHƯƠNG 5 : KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.3 XUẤT HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO
Từ các hạn chế đã nêu ở trên tác giả đưa ra hướng nghiên cứu tiếp theo về cấu trúc vốn của các Ngân hàng Thương mại Cổ phần ở Việt Nam. Trước tiên, bài nghiên cứu này sẽ phải mở rộng cỡ mẫu quan sát cụ thể là có thể tăng số lượng ngân hàng thương mại cổ phần được chọn nghiên cứu, mở rộng ra thêm các loại hình nghiên cứu nhất là các ngân hàng nước ngoài và các chi nhánh của các ngân
hàng nước ngoài, số năm được mở rộng trong các năm tiếp theo. Tiếp theo, đề tài sẽ quan sát thêm các ngân hàng hoặc chi nhánh ngân hàng nước ngồi, vì sự tham gia của yếu tố nước ngoài trong hệ thống ngân hàng Việt Nam ngày càng sâu rộng, việc phân loại nghiên cứu tính chất sở hữu (ngân hàng nhà nước, ngân hàng tư nhân và ngân hàng nước ngoài) để thấy được sự tác động của yếu tố này tới mối quan hệ nghiên cứu là cần thiết. Mở rộng tiếp nữa có thể đó là kiểm sốt vấn đề khủng hoảng thế giới để so sánh kết quả với nghiên cứu hiện tại, xem xét khủng hoảng tác động cụ thể tới mối quan hệ nghiên cứu rõ ràng hơn. Bên cạnh đó, luận văn mới chỉ dừng lại ở việc nghiên cứu các yếu tố định lượng, mà chưa xem xét tới các yếu tố định tính, ví dụ như chất lượng lao động của nhân viên, quy trình thủ tục dịch vụ các ngân hàng… ảnh hưởng như thế nào tới lợi nhuận. Hướng nghiên cứu tiếp theo của đề tài sẽ mở rộng hoặc tập trung vào các yếu tố vừa nêu. Nghiên cứu sâu hơn có thể cung cấp những thơng tin hữu ích, rõ ràng các khía cạnh từ đó đưa ra những khuyến nghị sát thực hơn cho các nhà quản trị để đưa ra những chiến lược phù hợp nhất để thúc đẩy tăng trưởng lợi nhuận tốt hơn và bền vững.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TÀI LIỆU THAM KHẢO TRONG NƯỚC
Chính phủ nước cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam, 2010. Luật các tổ chức tín dụng. Văn bản quy phạm pháp luật, Luật số 47/2010/QH12 của Quốc hội Việt Nam. Công ty cổ phần tư vấn đầu tư Cây Cầu Vàng, n.d. < http://www.cophieu68.vn/>. Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2007. Giáo trình kinh tế lượng. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Hoàng Thị Phương Thảo và cộng sự, 2010. Phát triển sự đo lường tài sản thương hiệu trong thị trường dịch vụ. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ. Mã số: B2007-09- Nguyễn Minh Kiều, 2009. Nghiệp vụ ngân hàng thương mại. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.
Nguyễn Thị Thu Hà, 2010. Các lý thuyết cấu trúc vốn hiện đại. <http://www.saga.vn/Taichinh/Cautrucvon/19522.saga>.
Phạm Trí Cao và Vũ Minh Châu, 2010. Kinh tế lượng ứng dụng. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.
Sở giao dịch chứng khốn <http://www.hsx.vn/hsx/Default.aspx>.
Trần Huy Hồng, 2011. Giáo trình Quản trị ngân hàng thương mại. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Lao động Xã hội.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê, trang 394.
TVSI – Chứng khoán Tân Việt, 2012. Ngân hàng: Việt Nam to hơn Mỹ. <http://finance.tvsi.com.vn/News/20121218/227959/ngan-hang-viet-nam-to- hon-my.aspx>.
Vietstock, 2013. Kinh tế vĩ mơ Việt Nam: Nhìn lại năm 2012 và hướng tới năm 2013. <http://vietstock.vn/2013/01/kinh-te-vi-mo-viet-nam-nhin-lai-nam-2012-va- huong-toi- nam-2013-582-253085.htm>.
Vĩnh Lộc và cộng sự, 2002. Từ điển tiếng Việt. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản thanh niên.
TÀI LIỆU THAM KHẢO NƯỚC NGOÀI
Antoniou, A. et al., 2002. Determinants of Corporate Capital Structure: Evidence from European Countries. Journal of Financial and Quantitative Analysis.
Antoniou, A. et al., 2008. The determinants of capital structure: capital market oriented versus bank oriented institutions. Journal of Financial and Quantitative
Analysis.
Bevan, A.A. and Danbolt, J., 2002. Capital Structure and its determinants in the United Kingdom – a decompositional analysis. Applied Financial Economics, 12(3).
Bradley, M. et al., 1984. On The Existence of An Optimal Capital Structure: Theory
and Evidence. Journal of Finance, 39.
Brounen, D. et al., 2005. Capital structure policies in Europe: Survey evidence.
Erim report series research in management, ERS-2005-005-F&A.
Buferna, F. et al., 2005. Determinants of Capital Structure Evidence from Libya. Research Paper Series, No. 2005/08.
Çağlayan, E. and Şak, N., 2010. The Determinants of Capital Structure: Evidence from the Turkish Banks. Journal of Money, Investment and Banking, ISSN 1450- 288X Issue 15.
Crosson, B.E. et al., 2008. Principles of accounting. Tilburg University.
Diamond, D. and Rajan, R., 2000. A theory of bank capital. Journal of Finance, 55. Doanh, L.D. and Pentley, J., 1999. Improving macroeconomic policy and reforming administrative procedures to promote development of small and medium enterprises in Vietnam. Publication of the project US/VIE/95/004.
Drobetz, W. and Fix, R., 2003. What are the Determinants of the Capital Structure? Some Evidence for Switzerland. WWZ/ Department of Finance,
Eisenhardt, K.M., 2006. Agency Theory: An Assessment and Review. The Academy of Management Review, Vol. 14, No.1. Academy of Management.
Fama, E.F., 1985. What is different about banks? Journal of Monetary Economics,
15.
Gropp, R. and Heider, F., 2009. The determinants of bank capital structure.
European Central Bank Working Paper Series, No. 1096, September.
Investopedia US – A Division of Value Click Inc, 2013. Optimal Capital Structure. <http://www.investopedia.com/terms/o/optimal-capital-structure.asp>.
Jensen, M. and Meckling, W., 1976. Theory of The Firm: Managerial Behavior, Agency Cost and Ownership Structure. Journal of Financial Economics, 3.
John, O.P. and Benet-Martinez, V., 2000. Measurement: reliability, construct validation, and scale construction. In H.T. Reis and C. M. Judd (Eds),
Handbook of Research Methods in Social Psychology, New York: Cambridge University Press.
Mankiw, N.G, 2009. Macroeconomics. Worth Publishers, 41 Madison Avenue,
New York, NY 10010, seventh edition.
Marsh, P., 1982. The choice between equity and debt: An empirical study.
Journal of Finance, 37.
Michaelas, N. et al., 1999. Financial policy and capital structure choice in U.K. SMEs: Empirical evidence from company panel data. Small business economics, 12.
Michaelas, N., 1998. Financial Policy and Capital Structure Choice in UK privately held companies, unpublished PhD thesis. Manchester Business School,
Manchester University.
Modigliani, F. and Miller, M., 1958. The Cost of Capital, Corporation Finance, and The Theory of Investment. American Economic Review, 48.
Modigliani, F. and Miller, M., 1963. Corporate income taxes and the cost of capital
– A correction. American Economic Review, 53(3).
Myers, S.C. and Majluf, N.S., 1984. Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have. NBER
Working Paper Series, Working Paper No. 1396.
Myers, S.C., 1977. Determinants of corporate borrowing. Journal of
Financial Economics, 5.
Octavia, M. and Brown, R., 2008. Determinants of capital structure in developing countries: Regulatory Capital Requirement versus the Standard determinants of capital structure. Department of Finance, The University of
PHỤ LỤC ĐỊNH LƯỢNG Phục lục 1: Thống kê mô tả TANG 77 35.25315 37.0424 0 95.47026 RISK 63 .1651567 .136523 .0111182 .5292427 DIV 77 .260913 1.376546 0 12 MTB 55 104.2586 151.4512 3.87143 944.4318 L 77 .9185465 .035286 .7337895 .9725453 SIZE 77 19.06761 .9141695 16.4204 20.7297 ROA 77 1.069418 .4780994 .026688 2.16484 INF 77 8.781572 6.352026 .63 23.0878 GDP 77 6.126778 .622314 5.24737 7.12949 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
Phụ lục 2: Ma trận tương quan LDIV -0.2079 0.1442 -0.2411 0.1041 0.0483 0.3312 -0.1272 -0.0956 1.0000 LMTB -0.2840 -0.0198 -0.1895 0.1351 -0.1091 0.1231 -0.1725 1.0000 LTANG 0.2170 -0.0294 0.3042 -0.1085 0.2285 0.0765 1.0000 LINF -0.1476 0.5991 -0.3381 0.1362 -0.1703 1.0000 LGDP 0.1776 -0.2158 0.2609 -0.3213 1.0000 LRISK -0.1243 -0.0991 -0.4162 1.0000 LSIZE 0.4434 -0.2853 1.0000 LROA -0.0728 1.0000 L 1.0000 L LROA LSIZE LRISK LGDP LINF LTANG LMTB LDIV
Phụ lục 3 : Nhân tử phóng đại phương sai VIF Mean VIF 1.49 LMTB 1.14 0.880032 LTANG 1.26 0.792708 LDIV 1.26 0.791600 LGDP 1.29 0.777833 LRISK 1.46 0.683946 LSIZE 1.61 0.622224 LROA 1.87 0.535560 LINF 2.01 0.497953 Variable VIF 1/VIF . vif _cons .6672058 .1081829 6.17 0.000 .4475827 .8868288 LDIV -.0099335 .0096083 -1.03 0.308 -.0294394 .0095725 LMTB -.000024 .0000164 -1.47 0.151 -.0000572 9.19e-06 LTANG .0000104 .0000817 0.13 0.900 -.0001555 .0001763 LINF .0000524 .0005921 0.09 0.930 -.0011497 .0012545 LGDP .0040375 .0055801 0.72 0.474 -.0072907 .0153658 LRISK .0186289 .0224256 0.83 0.412 -.0268975 .0641553 LSIZE .0117463 .0051173 2.30 0.028 .0013576 .0221349 LROA .0038442 .0079023 0.49 0.630 -.0121984 .0198868 L Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .013994449 43 .000325452 Root MSE = .01695 Adj R-squared = 0.1168 Residual .010060531 35 .000287444 R-squared = 0.2811 Model .003933918 8 .00049174 Prob > F = 0.1305 F( 8, 35) = 1.71 Source SS df MS Number of obs = 44
Phụ lục 4: Kiểm định mơ hình
Kiểm định Pooled với FEM
F test that all u_i=0: F(6, 29) = 4.96 Prob > F = 0.0013 rho .59866524 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .01308454 sigma_u .01598075 _cons .8377681 .148473 5.64 0.000 .5341066 1.14143 LDIV -.0096866 .0088557 -1.09 0.283 -.0277986 .0084253 LMTB -.0000164 .0000155 -1.06 0.299 -.000048 .0000153 LTANG -.0000275 .0000786 -0.35 0.729 -.0001882 .0001331 LINF -.0003385 .0004855 -0.70 0.491 -.0013314 .0006544 LGDP .0058818 .0049022 1.20 0.240 -.0041443 .0159079 LRISK .0162302 .0209054 0.78 0.444 -.0265261 .0589865 LSIZE .0023041 .0079087 0.29 0.773 -.0138711 .0184792 LROA .0081324 .006728 1.21 0.237 -.0056279 .0218926 L Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = 0.1096 Prob > F = 0.5748 F(8,29) = 0.84 overall = 0.1489 max = 8 between = 0.3158 avg = 6.3 R-sq: within = 0.1883 Obs per group: min = 2 Group variable: BANK Number of groups = 7 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 44
Kiểm định Pooled với REM . Prob > chibar2 = 1.0000 chibar2(01) = 0.00 Test: Var(u) = 0 u 0 0 e .0001712 .0130845 L .0003255 .0180403 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
L[BANK,t] = Xb + u[BANK] + e[BANK,t]
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects . xttest0
.
Kiểm định FEM với REM
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0070
= 17.73
chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg LDIV -.0096866 -.0099335 .0002468 .0062729 LMTB -.0000164 -.000024 7.67e-06 .0000116 LTANG -.0000275 .0000104 -.0000379 .0000607 LINF -.0003385 .0000524 -.0003909 .0002124 LGDP .0058818 .0040375 .0018443 .0030348 LRISK .0162302 .0186289 -.0023988 .0151937 LSIZE .0023041 .0117463 -.0094422 .0088785 LROA .0081324 .0038442 .0042882 .0036812 fe1 re1 Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
a similar scale.
estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on sure this is what you expect, or there may be problems computing the test. Examine the output of your
Note: the rank of the differenced variance matrix (6) does not equal the number of coefficients being tested (8); be . hausman fe1 re1, sig
Phụ lục 5 : Kiểm định phương sai thay đổi
Prob>chi2 = 0.0032 chi2 (7) = 21.44
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
F test that all u_i=0: F(6, 29) = 4.96 Prob > F = 0.0013 rho .59866524 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .01308454 sigma_u .01598075 _cons .8377681 .148473 5.64 0.000 .5341066 1.14143 LDIV -.0096866 .0088557 -1.09 0.283 -.0277986 .0084253 LMTB -.0000164 .0000155 -1.06 0.299 -.000048 .0000153 LTANG -.0000275 .0000786 -0.35 0.729 -.0001882 .0001331 LINF -.0003385 .0004855 -0.70 0.491 -.0013314 .0006544 LGDP .0058818 .0049022 1.20 0.240 -.0041443 .0159079 LRISK .0162302 .0209054 0.78 0.444 -.0265261 .0589865 LSIZE .0023041 .0079087 0.29 0.773 -.0138711 .0184792 LROA .0081324 .006728 1.21 0.237 -.0056279 .0218926 L Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = 0.1096 Prob > F = 0.5748 F(8,29) = 0.84 overall = 0.1489 max = 8 between = 0.3158 avg = 6.3 R-sq: within = 0.1883 Obs per group: min = 2 Group variable: BANK Number of groups = 7 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 44
Phụ lục 6 : Tự tương quan
Prob > F = 0.0001 F( 1, 5) = 120.484 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Phụ lục 7: Kết quả hồi quy
Mơ hình Pooled OLS
_cons .6672058 .1081829 6.17 0.000 .4475827 .8868288 LDIV -.0099335 .0096083 -1.03 0.308 -.0294394 .0095725 LMTB -.000024 .0000164 -1.47 0.151 -.0000572 9.19e-06 LTANG .0000104 .0000817 0.13 0.900 -.0001555 .0001763 LINF .0000524 .0005921 0.09 0.930 -.0011497 .0012545 LGDP .0040375 .0055801 0.72 0.474 -.0072907 .0153658 LRISK .0186289 .0224256 0.83 0.412 -.0268975 .0641553 LSIZE .0117463 .0051173 2.30 0.028 .0013576 .0221349 LROA .0038442 .0079023 0.49 0.630 -.0121984 .0198868 L Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .013994449 43 .000325452 Root MSE = .01695 Adj R-squared = 0.1168 Residual .010060531 35 .000287444 R-squared = 0.2811 Model .003933918 8 .00049174 Prob > F = 0.1305 F( 8, 35) = 1.71 Source SS df MS Number of obs = 44
Mơ hình FEM
F test that all u_i=0: F(6, 29) = 4.96 Prob > F = 0.0013 rho .59866524 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .01308454 sigma_u .01598075 _cons .8377681 .148473 5.64 0.000 .5341066 1.14143 LDIV -.0096866 .0088557 -1.09 0.283 -.0277986 .0084253 LMTB -.0000164 .0000155 -1.06 0.299 -.000048 .0000153 LTANG -.0000275 .0000786 -0.35 0.729 -.0001882 .0001331 LINF -.0003385 .0004855 -0.70 0.491 -.0013314 .0006544 LGDP .0058818 .0049022 1.20 0.240 -.0041443 .0159079 LRISK .0162302 .0209054 0.78 0.444 -.0265261 .0589865 LSIZE .0023041 .0079087 0.29 0.773 -.0138711 .0184792 LROA .0081324 .006728 1.21 0.237 -.0056279 .0218926 L Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = 0.1096 Prob > F = 0.5748 F(8,29) = 0.84 overall = 0.1489 max = 8 between = 0.3158 avg = 6.3 R-sq: within = 0.1883 Obs per group: min = 2 Group variable: BANK Number of groups = 7 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 44
Mơ hình REM
rho 0 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .01308454 sigma_u 0 _cons .6672058 .1081829 6.17 0.000 .4551711 .8792404 LDIV -.0099335 .0096083 -1.03 0.301 -.0287655 .0088985 LMTB -.000024 .0000164 -1.47 0.142 -.0000561 8.05e-06 LTANG .0000104 .0000817 0.13 0.899 -.0001498 .0001706 LINF .0000524 .0005921 0.09 0.930 -.0011081 .0012129 LGDP .0040375 .0055801 0.72 0.469 -.0068993 .0149744 LRISK .0186289 .0224256 0.83 0.406 -.0253244 .0625823 LSIZE .0117463 .0051173 2.30 0.022 .0017165 .021776 LROA .0038442 .0079023 0.49 0.627 -.0116441 .0193325 L Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0903 Wald chi2(8) = 13.69 overall = 0.2811 max = 8 between = 0.5772 avg = 6.3 R-sq: within = 0.1295 Obs per group: min = 2 Group variable: BANK Number of groups = 7 Random-effects GLS regression Number of obs = 44
Mơ hình GMM
Difference (null H = exogenous): chi2(2) = -0.00 Prob > chi2 = 1.000 Hansen test excluding group: chi2(12) = 0.00 Prob > chi2 = 1.000 iv(D.SIZE L.LSIZE)
Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: (Robust, but weakened by many instruments.)
Hansen test of overid. restrictions: chi2(14) = 0.00 Prob > chi2 = 1.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.)
Sargan test of overid. restrictions: chi2(14) = 22.67 Prob > chi2 = 0.066 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.36 Pr > z = 0.719 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = 0.93 Pr > z = 0.353 _cons
D.SIZE L.LSIZE Standard
Instruments for levels equation L(0/2).LSIZE
GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(D.SIZE L.LSIZE)
Standard
Instruments for first differences equation
_cons .5028713 .1404463 3.58 0.000 .2276015 .778141 LDIV .0089508 .0054179 1.65 0.099 -.0016681 .0195697 LMTB .0000229 .000011 2.08 0.038 1.28e-06 .0000445 LTANG .0000567 .0000895 0.63 0.526 -.0001187 .0002322 LINF -.001307 .0004903 -2.67 0.008 -.0022679 -.0003461 LGDP .0047264 .004305 1.10 0.272 -.0037112 .0131639 LRISK .03659 .0150309 2.43 0.015 .00713 .0660501 LSIZE .0185124 .0071837 2.58 0.010 .0044326 .0325921 LROA .0305871 .0085804 3.56 0.000 .0137698 .0474045 L Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
Prob > chi2 = 0.003 max = 8 Wald chi2(8) = 23.33 avg = 6.29 Number of instruments = 23 Obs per group: min = 2 Time variable : YEAR Number of groups = 7 Group variable: BANK Number of obs = 44 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM
Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.
Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test. Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.
Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations.
Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.