Dựa vào những hạn chế được nêu ra như trên, tác giả đưa ra một số hướng nghiên cứu tương lai như sau:
Một là, các bài nghiên cứu trong tương lai có thể gia tăng số lượng quan sát thông qua tăng số lượng năm quan sát bằng cách mở rộng thời gian nghiên cứu đến những năm trước khủng hoàng 2008 và so sánh mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến lợi nhuận ngân hàng trước và sau khủng hoảng, hoặc gia tăng số lượng ngân hàng khi các ngân hàng bị bỏ sót đã bắt đầu có đầy đủ dữ liệu trên thị trường. Khi số lượng quan sát lớn,
sự chính xác của đề tài cũng được nâng cao, hơn thế nữa để giải thích các biến tác động
rõ ràng, cần phải có số quan sát lớn.
Hai là, các bài nghiên cứu trong tương lai có thể sử dụng thêm nhiều biến đại diện cho khả năng sinh lời như ROE, ROI, ROCE, NIM,… Từ đó, bài nghiên cứu có thể so sánh các mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến lợi nhuận NHTM trong các trường hợp biến phụ thuộc khả năng sinh lời được đại diện bởi các chỉ tiêu khác nhau.
Ba là, các bài nghiên cứu có thể thêm các biến độc lập vi mô và vĩ mô tác động đến lợi nhuận của NHTM như chính sách tiền tệ, thuế, chất lượng quản trị, chính sách sản phẩm, chính sách con người, mức độ tập trung của thị trường,… Khi đó, đề tài sẽ đánh giá toàn diện hơn các biến độc lập tác động đến lợi nhuận của NHTM.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 5
Dựa vào kết quả nghiên cứu được thực hiện ở chương 4, tác giả đã đưa ra một số khuyến nghị cho các NHTM nhằm gia tăng lợi nhuận. Các khuyến nghị bao gồm việc gia tăng tài sản ngân hàng tức quy mô ngân hàng, tăng vốn chủ sở hữu và giảm tiền gửi khách hàng. Ngoài ra, tác giả cũng nêu lên những hạn chế của nghiên cứu cùng với hướng đi của nghiên cứu trong tương lai nhằm hoàn thiện đề tài “Nhân tố tác động đến lợi nhuận của các NHTM Việt Nam
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tham khảo Tiếng Việt
Chính phủ (2009), Nghị định số 59/2009/NĐ-CP về tổ chức và hoạt động của ngân hàng thương
mại, ban hành vào ngày 16/07/2009, có hiệu lực vào ngày 15/09/2009. Truy cập tại: https://bit.ly/38kNRQW
Diễm, V. P. (2016), Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của các Ngân hàng
thương mại Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.
Dờn, N. Đ. (2012), Nghiệp vụ ngân hàng thương mại, Nhà xuất bản Đại học Quốc Gia, TP. Hồ
Chí Minh.
Hùng, Đ. V. (2016), Các yếu tố ảnh hưởng khả năng sinh lời của các Ngân hàng thương mại
Việt Nam, Tạp chí Khoa học Lạc Hồng, số 5 (2016), trang 89-94. Truy cập tại: https://bit.ly/3ktQSBZ
Phong, N. T. (2015), Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của các
ngân hàng thương mại niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ, trường Đại học Tài chính – Marketing thành phố Hồ Chí Minh.
Phượng, N. K. & Vinh, L. H. (2018), Phân tích tài chính doanh nghiệp, Nhà xuất bản Kinh tế,
Thành phố Hồ Chí Minh.
Thịnh, N. T. (2013). Phân tích các yếu tố tác động đến lợi nhuận các Ngân hàng niêm yết trên
thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.
Tô Ngọc Hưng và Nguyễn Đức Trung, 2011, Hoạt động ngân hàng Việt Nam - Nhìn lại năm
2011 và một số giải pháp cho năm 2012, Học viện Ngân hàng. Truy cập tại: https://bitly.com.vn/8uzflk
Tú, N. T. N. (2013). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận tại các
ngân hàng thương mại Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP. HCM.
Tài liệu tham khảo tiếng anh
Ahmad, S., Nafees, B., & Khan, Z. A. (2012), “Determinants of Profitability ofPakistani Banks:
Panel Data Evidence for the period 2001-2010”, Journal of Business Studies Quarterly, 4(1), pp.149-165
Anbar, A., & Alper, D. (2011). Bank specific and macroeconomic determinants of
commercial bank profitability: Empirical evidence from Turkey. Business and economics research journal, 2(2), 139-152.
Angbazo, L. (1997). Commercial bank net interest margins, default risk, interestrate risk and
off-balance sheet banking, Journal of Banking and Finance, vol. 21,pp. 55 – 87
Athanasoglou, P. P., Asimakopoulos, I. G., & Georgiou, E. A. (2005). The effect ofmerger and
acquisition announcement on Greek bank stock returns. Economic Bulletin, (24), 27-
44
Berger, A. N. (1995). The relationship between capital and earnings in banking. Journal
of money, credit and Banking, 27(2), 432-456.
Berger, A. N., Herring, R. J., & Szegử, G. P. (1995). The role of capital in financialinstitutions.
Journal of Banking & Finance, 19(3), 393-430
Bikker, J. A., & Hu, H. (2002). Cyclical patterns in profits, provisioning and lending of
banks. De Nederlandsche Bank.
Bourke, P. (1989). Concentration and other determinants of bank profitability in Europe,
North America and Australia. Journal of banking & Finance, 13(1), 65-79.
Bourke, Philip. (1989). Concentration and other determinants of bank profitability in Europe,
North America and Australia. Journal of Banking & Finance 13.1: 65-79
Demirgỹỗ-Kunt, A., & Huizinga, H. (1999). Determinants of commercial bank interest
margins and profitability: some international evidence. The World Bank
Economic Review, 13(2), 379-408.
Dietrich, A., & Wanzenried, G. (2011). Determinants of bank profitability before and during
the crisis: Evidence from Switzerland. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 21(3), 307-327
Dinh, L. (2013, October). Foreign banks in Vietnam: determinants of profitability and
comparison with domestic banks. In Proceedings of world business and social science research conference, Bangkok. ISBN (pp. 978-1).
Flamini, V., Schumacher, M. L., & McDonald, M. C. A. (2009). The determinants of
commercial bank profitability in Sub-Saharan Africa. International Monetary Fund. 9-(15)
Gul, S., Irshad, F., & Zaman, K. (2011). Factors Affecting Bank Profitability in
Pakistan. Romanian Economic Journal, 14(39).
Guru, B. K., 2002. Determinants of commercial bank profitability in Malaysia. Journal of
Money Credit, and Banking, Volume 5(17), pp. 69-82..
Guru, B. K., Staunton, J., & Balashanmugam, B. (2002). Determinants of commercial
bank profitability in Malaysia. Journal of Money, Credit, and Banking, 17(1), 69-
82.
Hirindu Kawshala, K. (2017). The factors effecting on bank profitability. International
Journal of Scientific and Research Publications, 7(2), 212-216.
Le, T. (2017). The determinants of commercial bank profitability in Vietnam. Available
at SSRN 3048571.
Lee, C. C. & Hsieh, M. F., 2013. “The impact of bank capital onprofitability and risk in Asian
banking. Journal of International Money and Finance,, Volume 32 No. 3, pp. 251
281
Lee, C.C., & Hsieh, M (2013). The impact of bank capital on profitability and risk in
Asian banking. Journal of International Money and Finance, Vol 32, no.3, pp
251-281.
Mendes, V., & Abreu, M. (2003). Do macro-financial variables matter for european
bank interest margins and profitability?. In EcoMod2003-International Conference on Policy Modeling. Global Economic Modeling Network. Menicucci, E., & Paolucci, G. (2016). Factors affecting bank profitability in Europe: an
empirical investigation. African Journal of Business Management, 10(17), 410-
420.
Miller, S. M., & Noulas, A. G. (1997). Portfolio mix and large-bank profitability in the
USA. Applied Economics, 29(4), 505-512.
Minh, N. K., Long, G. T., & Hung, N. V. (2013). Efficiency and super-efficiency of
commercial banks in Vietnam: Performances and determinants. Asia-Pacific Journal of Operational Research, 30(01), 1250047.
Molyneux, A. & G, T., 1992. Determinants of profitability in Turkish banking sector.
International Research Journal of Finance and Economics, Volume 3(2), pp. 55-
86..
Molyneux, P., & Thornton, J. (1992). Determinants of European bank profitability: A note.
Journal of banking & Finance, 16(6), 1173-1178
Naceur, S. B. (2003). The determinants of the Tunisian banking industry profitability:
Panel evidence. Universite Libre de Tunis working papers, 10, 2003.
Obamuyi, T. M. (2013). DETERMINANTS OF BANKS’PROFITABILITY IN A
DEVELOPING ECONOMY: EVIDENCE FROM NIGERIA. Organizations and
markets in emerging economies, 4(08), 97-111.
Pasiouras, F. & Kosmidou, K., 2007. “Factors influencing the profitability of domestic and
foreign banks in the European Union”. Research in International Business and Finance, Volume 21 No. 2, pp. 222-237
Perry, P. (1992). Do banks gain or lose from inflation?. Journal of Retail Banking,14(2), 25
31
San, O. T., & Heng, T. B. (2013). Factors affecting the profitability of Malaysian
commercial banks. African Journal of Business Management, 7(8), 649-660. Sasrosuwito, S dan Suzuki, Y. (2011), “Post Crisis Indonesian Banking System Profitability:
Bank-Specific, Industry-Specific, and Macroeconomic Determinants”, The 2 nd International Research Symposium in Service Management, Yogyakarta, INDONESIA, 26 – 30 July 2011.pp. 588-597
Staikouras, C., & Wood, G. (2003). The determinants of bank profitability in Europe. In
European Applied Business Research Conference, Venice 6:913.
Stiroh, K. J., & Rumble, A. (2006). The dark side of diversification: The case of US
financial holding companies. Journal of banking & finance, 30(8), 2131-2161. Sufian, F. (2011). Profitability of The Korean Baking Sector: Panel Evidence on
BankSpecific and Macroeconomic Determinants. Journal of Economics and Management, Vol.7, No.1, pp. 43-72
Sufian, F. (2011). Profitability of the Korean banking sector: Panel evidence on bank
specific and macroeconomic determinants. Journal of economics and
management, 7(1), 43-72.
Syafri, M. (2012, September). Factors affecting bank profitability in Indonesia. In The
2012 International Conference on Business and Management (Vol. 237, No. 9,
pp. 7-8).
Weersainghe, V.E.I.W., & Perera.T.R (2013). Determinants of Profitability of
Commercial banks in Sri Lanka. International Journal of Arts and Commerce, 2(10).
Yuqi, L. (2006). Determinants of Bank ‘s Profitability and its Implication on Risk
Management Practices: Panel Evidence from the UK in the period 1999-2006.
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 1: THỐNG KÊ MÔ TẢ VÀ PHÂN TÍCH MA TRẬN TƯƠNG QUAN CÁC BIẾN
Bảng 1.1. Phân tích thống kê mô tả Variable | Obs Mean Std. Dev. Min Max ---+--- ROA | 351 .0097774 .0079439 .0000143 .06339 LOAN | 351 .5581185 .1372126 .1139039 .85168 DEPOSIT | 351 .6350462 .1308124 .1851091 .8958942 LIQUIDITY| 351 .1914558 .0978733 .0450184 .610376 SIZE | 351 18.39127 1.323066 14.69872 21.17315 ---+--- CAPITAL | 351 .0988636 .05662 .0262139 .462446 GDP | 351 .0592937 .0105599 .0291012 .070758 INF | 351 .0723492 .0635779 .008786 .231154
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 1.2. Phân tích ma trận tương quan
| ROA LOAN DEPOSIT LIQUIDITY SIZE CAPITAL GDP
---+---
ROA | 1.0000
|
|
LOAN | -0.0961 1.0000
| 0.0722
|
DEPOSIT | -0.3447 0.6193 1.0000
| 0.0000 0.0000
|
LIQUIDITY| 0.1989 -0.6354 -0.5610 1.0000
| 0.0002 0.0000 0.0000
|
SIZE | -0.1212 0.3363 0.4586 -0.3318 1.0000
| 0.0232 0.0000 0.0000 0.0000
|
CAPITAL | 0.4238 -0.1561 -0.3596 0.2127 -0.6908 1.0000
| 0.0000 0.0034 0.0000 0.0001 0.0000
|
GDP | -0.0788 -0.0006 0.0005 -0.0798 0.0169 -0.0727 1.0000
| 0.1405 0.9907 0.9927 0.1358 0.7525 0.1741
|
INF | 0.2514 -0.2920 -0.4495 0.4477 -0.3781 0.3640 -0.0466
| 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.3836
|
| INF
---+---
INF | 1.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
PHỤ LỤC 2: ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH POOLED OLS, FEM VÀ REM
Bảng 2.1. Ước lượng mô hình Pooled OLS Source | SS df MS Number of obs = 351
---+--- F(7, 343) = 24.79
Model | .007420588 7 .001060084 Prob > F = 0.0000
Residual | .014666076 343 .000042758 R-squared = 0.3360
---+--- Adj R-squared = 0.3224
Total | .022086664 350 .000063105 Root MSE = .00654
---
ROA | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
---+---
LOAN | .0074338 .0036932 2.01 0.045 .0001695 .014698
DEPOSIT | -.0212368 .0038492 -5.52 0.000 -.0288079 -.0136657
LIQUIDITY| .0068311 .0050481 1.35 0.177 -.003098 .0167602
SIZE | .0027131 .0003921 6.92 0.000 .0019419 .0034844
CAPITAL | .0831337 .0088209 9.42 0.000 .0657839 .1004835
GDP | -.0257266 .0334168 -0.77 0.442 -.0914542 .0400011
INF | .0059523 .0066283 0.90 0.370 -.0070849 .0189895
_cons | -.0392152 .0083566 -4.69 0.000 -.0556519 -.0227786
---
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 2.2. Ước lượng mô hình FEM
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 351
Group variable: BANK1 Number of groups = 27
R-sq: Obs per group:
within = 0.3978 min = 13
between = 0.1147 avg = 13.0
overall = 0.3159 max = 13
F(7,317) = 29.91
corr(u_i, Xb) = -0.0784 Prob > F = 0.0000
---
ROA | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
---+---
LOAN | .0177042 .0042183 4.20 0.000 .0094048 .0260037
DEPOSIT | -.0290019 .003924 -7.39 0.000 -.0367223 -.0212814
LIQUIDITY| .0150243 .0053763 2.79 0.006 .0044465 .0256022
SIZE | .0024252 .000691 3.51 0.001 .0010657 .0037846
CAPITAL | .068846 .0087598 7.86 0.000 .0516113 .0860807
GDP | -.0256203 .0285289 -0.90 0.370 -.0817501 .0305095
INF | .0019624 .0070852 0.28 0.782 -.0119776 .0159024
_cons | -.0345937 .0142925 -2.42 0.016 -.0627139 -.0064735
---+---
sigma_u | .00399334
sigma_e | .00554656
rho | .34139138 (fraction of variance due to u_i)
---
F test that all u_i=0: F(26, 317) = 6.14 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 2.3. Ước lượng mô hình REM
Random-effects GLS regression Number of obs = 351
Group variable: BANK1 Number of groups = 27
R-sq: Obs per group:
within = 0.3965 min = 13
between = 0.1386 avg = 13.0
overall = 0.3243 max = 13
Wald chi2(7) = 208.92
corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
---
ROA | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
---+---
LOAN | .0149302 .0039413 3.79 0.000 .0072055 .022655
DEPOSIT | -.0270806 .0037873 -7.15 0.000 -.0345035 -.0196577
LIQUIDITY| .0130255 .0051255 2.54 0.011 .0029797 .0230712
SIZE | .0025103 .0005191 4.84 0.000 .0014929 .0035277
CAPITAL | .0720164 .0084274 8.55 0.000 .055499 .0885338
GDP | -.0257822 .0287614 -0.90 0.370 -.0821535 .0305891
INF | .0030098 .0064128 0.47 0.639 -.009559 .0155786
_cons | -.0358284 .0108776 -3.29 0.001 -.0571481 -.0145087
---+---
sigma_u | .00313978
sigma_e | .00554656
rho | .24267829 (fraction of variance due to u_i)
---
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 2.4. Ước lượng mô hình FEM sau khi đã loại biến không cần thiết
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 351
Group variable: BANK1 Number of groups = 27
R-sq: Obs per group:
within = 0.3961 min = 13
between = 0.1142 avg = 13.0
overall = 0.3139 max = 13
F(5,319) = 41.84
corr(u_i, Xb) = -0.0838 Prob > F = 0.0000
---
ROA | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
---+---
LOAN | .0179711 .0041995 4.28 0.000 .0097089 .0262333
DEPOSIT | -.0290368 .0037879 -7.67 0.000 -.0364893 -.0215843
LIQUIDITY| .01601 .0052101 3.07 0.002 .0057596 .0262604
SIZE | .0023727 .0006088 3.90 0.000 .001175 .0035705
CAPITAL | .0697815 .0086836 8.04 0.000 .0526972 .0868659
_cons | -.0354148 .0122073 -2.90 0.004 -.0594317 -.0113979
---+---
sigma_u | .00400159
sigma_e | .00553692
rho | .3431038 (fraction of variance due to u_i)
---
F test that all u_i=0: F(26, 319) = 6.21 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
PHỤ LỤC 3: KIỂM ĐỊNH LỰA CHỌN MÔ HÌNH HỒI QUY
Bảng 3.1. Kiểm định Hausman
---- Coefficients ----
| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
| fe re Difference S.E.
---+---
LOAN | .0177042 .0149302 .002774 .0015036
DEPOSIT | -.0290019 -.0270806 -.0019213 .0010269
LIQUIDITY| .0150243 .0130255 .0019989 .0016231
SIZE | .0024252 .0025103 -.0000851 .000456
CAPITAL | .068846 .0720164 -.0031704 .0023902
GDP | -.0256203 -.0257822 .0001619 .
INF | .0019624 .0030098 -.0010474 .0030128
---
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)
= 22.77
Prob>chi2 = 0.0019
(V_b-V_B is not positive definite)
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 3.2. Kiểm định nhân tử Lagrangian
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
ROA[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t]
Estimated results:
| Var sd = sqrt(Var)
---+---
ROA | .0000631 .0079439
e | .0000308 .0055466
u | 9.86e-06 .0031398
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 135.60
Prob > chibar2 = 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 3.3. Kiểm định F Test
( 1) LOAN = 0
( 2) DEPOSIT = 0
( 3) LIQUIDITY = 0
( 4) SIZE = 0
( 5) CAPITAL = 0
( 6) GDP = 0
( 7) INF = 0
chi2( 7) = 208.92
Prob > chi2 = 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH CÁC KHUYẾT TẬT MÔ HÌNH
Bảng 4.1. Kiểm định đa cộng tuyến
Variable | VIF 1/VIF
---+---
SIZE | 2.20 0.453943
LOAN | 2.10 0.475721
DEPOSIT | 2.08 0.481840
CAPITAL | 2.04 0.489765
LIQUIDITY| 2.00 0.500463
INF | 1.45 0.687923
GDP | 1.02 0.981079
---+---
Mean VIF | 1.84
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 4.2. Kiểm định tự tương quan
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 26) = 7.513
Prob > F = 0.0109
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 4.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (27) = 986.46
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 4.4. Kiểm định Wald tính thừa biến mô hình Pooled OLS
( 1) GDP = 0
( 2) INF = 0
F( 2, 343) = 0.71
Prob > F = 0.4946
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 4.5. Kiểm định Wald tính thừa biến mô hình FEM
( 1) GDP = 0
( 2) INF = 0
F( 2, 317) = 0.45
Prob > F = 0.6403
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
Bảng 4.6. Kiểm định tính thừa biến mô hình REM
( 1) GDP = 0
( 2) INF = 0
chi2( 2) = 1.03
Prob > chi2 = 0.5974
Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu từ STATA 16.0
PHỤ LỤC 5: KHẮC PHỤC KHUYẾT TẬT MÔ HÌNH