Đang tải... (xem toàn văn)
Là trung gian tài chính, các ngân hàng ế ốhuy động vốn bằng cách chấp nhận các loại tiền gửi hoặc vay từ công chúng và các ngân hàng khác, sau đó sử d ng s tiụ ố ền huy động được để cho
Trang 1BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG ĐỀ TÀI:
CÁC NHÂN T Ố ẢNH HƯỞNG TỚI T L THU NH P LÃI THU N Ỷ Ệ Ậ Ầ
CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VI T NAM Ệ
Trang 24 ƯỚC LƯỢNG CÁC THAM S C A MÔ HÌNH:Ố Ủ 5
5 MỘT S KIỐ ỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MÔ HÌNH HỒI QUY: 7
5.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình h i quy:ồ 7
5.3.4 Kiểm định mô hình b sót bi n (Kiỏ ế ểm định Ramsey): 22
5.3.5 Kiểm định tính phân ph i chu n cố ẩ ủa sai số ng u nhiên:ẫ 23
6 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ H I QUY:Ồ 25
6.1 Khoảng tin cậy c a các hủ ệ s hố ồi quy và phương sai sai số ngẫu nhiên: 25
6.1.1 Khoảng tin cậy c a các hủ ệ s h i quy:ố ồ 25
6.1.2 Khoảng tin cậy của phương sai sai số ngẫu nhiên: 29
Trang 36.2 Một s tình hu ng kiố ố ểm định: 30 7 DỰ BÁO: 32 8 KẾT LUẬ 33 N:8.1 Tổng kế 33 t:8.2 Giải pháp: 33
Trang 4Tỷ l thu nhệ ập lãi ròng đo lường lãi su t ròng cấ ủa ngân hàng và được tính bằng chênh l ch gi a thu nh p lãi mà ngân hàng nhệ ữ ậ ận được và chi phí lãi mà ngân hàng tr chia cho t ng tài s n sinh lãi c a ngân hàng M c dù m t s ả ổ ả ủ ặ ộ ốnghiên c u ứ định lượng đã được th c hi n nhiự ệ ở ều nước trên th giế ới để xác định các y u t ảnh hưởng đến t l thu nhập lãi thuần của ngân hàng, nhưng ế ố ỷ ệở Việt Nam nghiên c u v vứ ề ấn đề này còn nhi u h n ch ề ạ ế
Ở nh ng n n kinh t ữ ề ế đang phát triển như Việt Nam, nơi thị trường tài chính mới bắt đầu hình thành, các ngân hàng thương mại đóng vai trò quan trọng giữa tình trạng thừa vốn và thi u v n Là trung gian tài chính, các ngân hàng ế ốhuy động vốn bằng cách chấp nhận các loại tiền gửi hoặc vay từ công chúng và các ngân hàng khác, sau đó sử d ng s tiụ ố ền huy động được để cho vay ho c ặđầu tư vào các cá nhân Các ngân hàng trả cho người gửi tiền lãi suất tiền gửi và đồng thời cố nh lãi suđị ất cho vay đối với những người vay c a ngân hàng ủChênh l ch gi a thu nh p lãi và chi phí lãi ph i tr chia cho t ng tài s n sinh ệ ữ ậ ả ả ổ ảlãi của ngân hàng được s dử ụng để đo lường t l thu nh p lãi ròng Vì ngân ỷ ệ ậhàng là ngu n cung cồ ấp v n quan tr ng cho các cá nhân, h ố ọ ộ gia đình và doanh nghiệp nên h thệ ống ngân hàng cũng đóng vai trò quyết định đối với tăng trưởng kinh tế Trong quá trình học t p môn Kinh tế lư ng, nhóm chúng em ậ ợđã tiến hành nghiên cứu đề tài: “Các nhân tố ảnh hưởng t i t l thu nh p lãi ớ ỷ ệ ậ
thuần của các ngân hàng thương mạ ổi c phần Việt Nam năm 2021”, với
mong mu n ch ra các nhân tố ỉ ố ảnh hưởng đến t l thu nh p lãi thu n c a các ỷ ệ ậ ầ ủngân hàng thương mại và đưa ra các khuyến nghị đối với chính sách lãi suất của Ngân hàng Nhà nước
1.2 LÝ THUYẾT KINH TẾ:
Dựa trên tình hình th c t nghiên c u và lý thuy t kinh t , ta có nhự ế ứ ế ế ận định như sau:
Trang 5LT Tốc độ tăng trưởng thu nhập lãi
1.3 NHẬN ĐỊNH:
Các nhận định theo lý thuy t kinh t : ế ế
- Tỉ lệ thu nhập lãi thuần (NIM) phụ thuộc vào các nhân tố sau:+ T l n m gi v n c a Ch s h u (CAP) ỉ ệ ắ ữ ố ủ ủ ở ữ
+ T l chi phí trên doanh thu (OC) ỉ ệ+ Quy mô ngân hàng (SIZE)
+ Tốc độ tăng trưởng thu nh p lãi thu n (LT) ậ ầ+ Lo i hình ngân hàng (OWN) ạ
- Mối quan hệ giữa các biến: + NIM và CAP có MQH cùng chi u ề+ NIM và OC có MQH ngược chiều + NIM và SIZE có MQH cùng chi u ề+ NIM và LT có MQH cùng chi u ề+NIM và OWN có MQH ngược chiều
Trang 63 2 VIẾT HÀM HỒI QUY TỔNG THỂ, MÔ HÌNH HỒI QUY TỔNG
THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾ CỦA CÁC HỆ SỐ HỒI QUY:
- Hàm hồi quy tổng thể:
𝑃𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖 - Mô hình hồi quy tổng thể:
𝑃𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑢𝑖 Trong đó:
- 𝛽1: là hệ số ặn, cho biết khi CAP = 0, OC = 0, SIZE = 0, LT = 0, chOWN = 0 thì tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) bằng 𝛽1%
- 𝛽2: cho biết khi Tỉ lệ nắm giữ vốn của chủ sở hữu (CAP) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽2 %
- 𝛽3: cho biết khi Tỉ lệ chi phí trên doanh thu (OC) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) giảm (tăng) 𝛽3 %
- 𝛽4: cho biết khi Quy mô ngân hàng (SIZE) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽4 %
- 𝛽5: cho biết khi Tốc độ tăng trưởng thu nhập lãi thuần (LT) tăng (giảm) 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Tỉ lệ thu nhập lãi thuần của các ngân hàng (NIM) tăng (giảm) 𝛽5%
- 𝛽6: Chênh lệch tỉ lệ lãi ần giữa ngân hàng thương mại cổ ần nhà thu phnước và các ngân hàng khác
- 𝑢𝑖: sai số ngẫu nhiên
Trang 7Đơn vị tính: triệu đồng
Nguồn:
Trang web: https://cafef.vn/tai-chinh-ngan-hang.chnTrang web: https://vietstock.vn/
Trang 85
4 ƯỚC LƯỢNG CÁC THAM SỐ CỦA MÔ HÌNH:
- Hàm hồi quy mẫu:
𝑆𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀 = 𝛽𝑖 + 𝛽1 𝐶𝐴𝑃2𝑖+ 𝛽𝑂𝐶3𝑖+ 𝛽𝑆𝐼𝑍𝐸4𝑖+ 𝛽𝐿𝑇5𝑖+ 𝛽𝑂𝑊𝑁6𝑖
- Mô hình hồi quy mẫu:
𝑆𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+ 𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑒𝑖
Trong đó: 𝑒𝑖 là phần dư.Dependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 18:23 Sample: 1 20
Adjusted R-squared 0.578371 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.006789 Akaike info criterion -6.903612 Sum squared resid 0.000645 Schwarz criterion -6.604892 Log likelihood 75.03612 Hannan-Quinn criter -6.845298
𝑆𝑅𝐹: 𝑁𝐼𝑀𝑖= −0,101251 + 0229068 𝑃𝐶𝐴 𝑖− 0,006941 𝑂𝐶𝑖
+ 0,005522 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 0,006856 𝐿𝑇𝑖− 0,001373 𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑒𝑖 • Ý nghĩa kinh tế:
+ 𝛽 = −0,101251 cho bi t khi CAP=0; OC=0; SIZE=0; LT=0 th t l thu 1 ế ì ỉ ệnhập l i thuã ần trung b nh c a c c ngân hì ủ á àng khác l -0.101251 à
Trang 9+ 𝛽 = 0229068 cho bi t khi t l n m gi 2 ế ỉ ệ ắ ữ VCSH tăng lên 1 đơn vị thì tỉ lệ thu nh p l i thuậ ã ần tăng lên 0.229068 đơn vị trong điều kiện không phân bi t ệloại hình ngân hàng v c c y u t à á ế ố khác không đổi
+ 𝛽 = −0,006941 cho bi t khi t l chi ph 3 ế ỉ ệ í trên doanh thu tăng lên 1 đơn vị thì t l thu nh p l i thu n cỉ ệ ậ ã ầ ủa c c ngân há àng giảm 0.006941 đơn vị trong điều ki n không phân bi t loệ ệ ại h nh ngân h ng v c c y u t kh c không i ì à à á ế ố á đổ+ 𝛽 = 0,005522 cho bi t khi quy mô ngân h4 ế àng tăng lên 1 đơn vị thì tỉ lệ thu nh p l i thuậ ã ần tăng 0.005522 đơn vị trong điều ki n không phân bi t lo i ệ ệ ạhình ngân h ng v c c y u tà à á ế ố khác không i đổ
+ 𝛽 = 0,006856 cho bi t khi t c d 5 ế ố ộ tăng trưởng thu nh p l i thuậ ã ần tăng 1 đơn vị thì tỉ l thu nh p lệ ậ ãi thuần tăng 0.006856 đơn vị trong điều kiện không phân bi t lo i h nh ngân h ng v c c y u tệ ạ ì à à á ế ố kh c không i á đổ
+ 𝛽 = −0,001373 cho bi t m c chênh l ch t l thu nh p l6 ế ứ ệ ỉ ệ ậ ãi thu n của ầngân h ng TMCP nh à à nước so v i c c ngân h ng khớ á à ác trong điều ki n c c ệ áyếu t khác ố không đổi
Các hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết kinh tế
Trang 107 5 MỘT SỐ KIỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MÔ HÌNH HỒI QUY:
5.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy:
Tiến hành kiểm định cặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝑅2= 0𝐻1: 𝑅2> 0Tiêu chu n kiẩ ểm định:
Trang 11Tiến hành kiểm nh cđị ặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝛽2= 0𝐻1: 𝛽2≠ 0Sử dụng tiêu chu n kiẩ ểm định:𝑇 = 𝛽2
𝑆𝑒(𝛽)4 ~ 𝑇(𝑛−6)
Với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, miền bác bỏ:
Trang 129 𝑊0,025= 𝑇 ∶ { |𝑇| > 𝑇0,025(𝑛−6)}
Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: |𝑇𝑞𝑠 | = |1,761171| < 𝑇0,02514 = 2,145 ⇒ 𝑇𝑞𝑠 ∉ 𝑊0,025
⇒ Chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻𝑜, tạm thời chấp nhận 𝐻𝑜 Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ng
không chịu ảnh hưởng bởi quy mô ngân hàng 5.2.5 Kiểm đị sự phù hợp của nh 𝜷𝟓:
Tiến hành kiểm định cặp gi thuyả ết: {𝐻𝑜: 𝛽5= 0𝐻1: 𝛽5≠ 0Sử dụng tiêu chu n kiẩ ểm định:𝑇 = 𝛽5
Trang 13⇒ Chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻𝑜, tạm thời chấp nhận 𝐻𝑜 • Vậy với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, có thể cho rằ tỉ lệ thu nhập lãi thuần ng
không chịu ảnh hưởng bởi loại hình ngân hàng
5.3 Kiểm định các khuyết tật: 5.3.1 Kiểm định tự tương quan: 5.3.1.1 Kiểm định Durbin – Waston:
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐶𝐴𝑃𝑖+ 𝛽3𝑂𝐶𝑖+ 𝛽4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ 𝛽5𝐿𝑇𝑖+𝛽6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑢𝑖 thu được 𝑒𝑖 và 𝑒𝑖−1
Sử dụng thống kê: 𝑑 = ∑ (𝑒𝑛𝑖−𝑒𝑖−1)2𝑖=2
Theo báo cáo Eviews, ta có: 𝑑𝑞𝑠= 2,131041
Với 𝛼 =5%; 𝑛 =20; ệ ố h s góc 𝑘′= 6 − 1 = 5, ta có: 𝑑𝐿= 0,792 𝑑 𝑈 =1,991
Tự tương quan (+)
Không có kết luận
Không có tự tương quan
Không có kết luận
Tự tương quan (-) 0 0,792 1,991 2,009 3,208 4Nhận th y: ấ 2,009 < 𝑑𝑞𝑠< 3,208 nên ta không có k t lu n gì v mô hình ế ậ ềgốc
Vậy với mức ý nghĩa α = 5%, bằng phương pháp kiểm định Durbin – Waston, ta không có kết luận gì về mô hình gốc
5.3.1.2 Kiểm đị Breusch – Godfrey (BG):nh
Do kiểm định Durbin Waston không cho k t lu n v mô hình và nh m – ế ậ ề ằkhắc ph c nhụ ững h n ch c a kiạ ế ủ ểm định Durbin Wastion (kích – thước mẫu lớn hơn 15 quan sát, chỉ áp dụng v i mớ ức ý nghĩa 𝛼 = 5%,…), chúng ta có thể sử d ng ki m ụ ể định Breusch – Godfrey (BG) Đây là phương pháp có th ểáp d ng ụ đố ớ ầi v i h u hết các mô hình: mô hình có ch a biứ ến ph thu c các ụ ộ ởthời k trỳ ễ
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 1.647387 Prob F(2,12) 0.2333 Obs*R-squared 4.308365 Prob Chi-Square(2) 0.1160
Test Equation:
Trang 21𝐿𝑇𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑣𝑖 thu được 𝑅4
Tiến hành kiểm định c p gi thuyặ ả ết: {𝐻𝑜: 𝑅4 = 0𝐻1: 𝑅4 > 0Sử d ng tiêu chu n kiụ ẩ ểm định:
𝐹 = (1 − 𝑅𝑅4⁄((6 − 1 − 1))
4) (𝑛 − (6 − 1))⁄ ~ 𝐹(6−2;𝑛−6+1)Với mức ý nghĩa 𝛼 = 5%, miền bác bỏ:
Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob CAP 3.617016 2.492086 1.451401 0.1673 OC 0.943800 0.429053 2.199728 0.0439 SIZE 0.376061 0.067990 5.531097 0.0001 LT -0.500850 0.265859 -1.883894 0.0791 C -7.377748 1.618125 -4.559441 0.0004 R-squared 0.691229 Mean dependent var 0.200000 Adjusted R-squared 0.608891 S.D dependent var 0.410391 S.E of regression 0.256654 Akaike info criterion 0.330139 Sum squared resid 0.988066 Schwarz criterion 0.579072 Log likelihood 1.698609 Hannan-Quinn criter 0.378733 F-statistic 8.394937 Durbin-Watson stat 1.531489 Prob(F-statistic) 0.000920
Ước lượng mô hình h i quy ph : ồ ụ
𝑂𝑊𝑁𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ 𝑣𝑖 thu được 𝑅5
Tiến hành kiểm định c p gi thuyặ ả ết: {𝐻𝑜: 𝑅5 = 0𝐻1: 𝑅5 > 0
Trang 2219 Sử d ng tiêu chu n kiụ ẩ ểm định:
𝐹 = (1 − 𝑅𝑅5⁄((6 − 1 − 1))
5) (𝑛 − (6 − 1))⁄ ~ 𝐹(6−2;𝑛−6+1)Với m c ý ngh a ứ ĩ 𝛼 = 5%, mi n bác b : ề ỏ
Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob OC -0.030752 0.013838 -2.222339 0.0421 SIZE 0.000238 0.003434 0.069267 0.9457 LT 0.003290 0.009914 0.331809 0.7446 OWN 0.006426 0.008189 0.784734 0.4448 C 0.039177 0.064128 0.610918 0.5504 R-squared 0.454388 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.308891 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.008692 Akaike info criterion -6.440447 Sum squared resid 0.001133 Schwarz criterion -6.191514 Log likelihood 69.40447 Hannan-Quinn criter -6.391853 F-statistic 3.123012 Durbin-Watson stat 2.049253 Prob(F-statistic) 0.046867
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+𝑣𝑖thu được h s ệ ố xác định 𝑅−22 = 0,454388
• Bỏ ến OC:biDependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 22:35
Trang 23Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob CAP 0.250056 0.056884 4.395877 0.0005 SIZE 0.006716 0.002137 3.143397 0.0067 LT 0.006170 0.007527 0.819673 0.4252 OWN -0.003167 0.005795 -0.546409 0.5928 C -0.129432 0.038576 -3.355239 0.0043 R-squared 0.683052 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.598532 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.006625 Akaike info criterion -6.983617 Sum squared resid 0.000658 Schwarz criterion -6.734684 Log likelihood 74.83617 Hannan-Quinn criter -6.935023 F-statistic 8.081582 Durbin-Watson stat 2.107564 Prob(F-statistic) 0.001108
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+𝑣𝑖 thu được h s ệ ố xác định 𝑅−32 = 0,683052
• Bỏ ến SIZE:biDependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 22:36 Sample: 1 20
Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob CAP 0.164848 0.064302 2.563660 0.0216 OC -0.023396 0.009732 -2.404093 0.0296 LT 0.013098 0.007444 1.759589 0.0989 OWN 0.008481 0.004183 2.027334 0.0608 C 0.012066 0.016251 0.742468 0.4693 R-squared 0.620496 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.519294 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.007249 Akaike info criterion -6.803490 Sum squared resid 0.000788 Schwarz criterion -6.554557 Log likelihood 73.03490 Hannan-Quinn criter -6.754895 F-statistic 6.131309 Durbin-Watson stat 2.417540 Prob(F-statistic) 0.003949
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+ 𝑣𝑖
thu được hệ số xác định 𝑅−42 = 0,620496 • Bỏ ến LT:bi
Dependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 22:36 Sample: 1 20
Included observations: 20
Trang 2421 CAP 0.220420 0.069166 3.186832 0.0061
OC -0.005053 0.012774 -0.395540 0.6980 SIZE 0.006768 0.002773 2.440325 0.0276 OWN -0.003992 0.006095 -0.655011 0.5224 C -0.116948 0.063153 -1.851807 0.0838 R-squared 0.672274 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.584880 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.006737 Akaike info criterion -6.950176 Sum squared resid 0.000681 Schwarz criterion -6.701243 Log likelihood 74.50176 Hannan-Quinn criter -6.901582 F-statistic 7.692468 Durbin-Watson stat 1.839320 Prob(F-statistic) 0.001404
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α6𝑂𝑊𝑁𝑖+𝑣𝑖thu được h s ệ ố xác định 𝑅−52 = 0,672274
• Bỏ ến OWN:biDependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 22:36 Sample: 1 20
Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob CAP 0.224102 0.063780 3.513671 0.0031 OC -0.008236 0.010981 -0.750074 0.4648 SIZE 0.005006 0.001740 2.876938 0.0115 LT 0.007543 0.006804 1.108637 0.2850 C -0.091122 0.041413 -2.200333 0.0439 R-squared 0.688429 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.605344 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.006569 Akaike info criterion -7.000729 Sum squared resid 0.000647 Schwarz criterion -6.751796 Log likelihood 75.00729 Hannan-Quinn criter -6.952135 F-statistic 8.285791 Durbin-Watson stat 2.181147 Prob(F-statistic) 0.000981
Ước lượng mô hình 𝑁𝐼𝑀𝑖= α1+ α2𝐶𝐴𝑃𝑖+ α3𝑂𝐶𝑖+ α4𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖+ α5𝐿𝑇𝑖+ 𝑣𝑖
thu được hệ số xác định 𝑅−52 = 0,688429 Độ đo Theil được tính theo công th c: ứ
𝑚 = 𝑅2− ∑(𝑅2− 𝑅−𝑗2 )
= 0,689326 [(0,689326 0,454388) + (0,689326 0,683052) – – –+(0,689326 0,620496) +(0,689326 0,672274) +(0,689326 – – – 0,688429)]
Trang 25= 0,361335
Do 𝑚 = 0,361335 nên có th cho rể ằng mô hình có đa cộng tuyến thấp
Như vậy, thông qua kiểm định đa cộng tuyến bằng mô hình h i quy ph và ồ ụ
độ đo Theil ới mức ý nghĩa , v𝜶 = 𝟓%, ta có th k t lu n r ng: Mô hình ể ế ậ ằ
gốc m c khuyắ ết t t ậ đa cộng tuy n ế
5.3.4 Kiểm định mô hình bỏ sót biến (Kiểm định Ramsey):Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: NIM CAP OC SIZE LT OWN C Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3
Value df Probability F-statistic 20.82441 (2, 12) 0.0001 Likelihood ratio 29.95106 2 0.0000 F-test summary:
Sum of Sq df
Mean Squares Test SSR 0.000501 2 0.000250 Restricted SSR 0.000645 14 4.61E-05 Unrestricted SSR 0.000144 12 1.20E-05 Unrestricted SSR 0.000144 12 1.20E-05 LR test summary:
Value df Restricted LogL 75.03612 14 Unrestricted LogL 90.01164 12 Unrestricted Test Equation:
Dependent Variable: NIM Method: Least Squares Date: 03/13/23 Time: 23:41 Sample: 1 20
Included observations: 20
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob CAP 1.267337 0.556100 2.278975 0.0418 OC -0.039389 0.017299 -2.276908 0.0419 SIZE 0.035102 0.014386 2.440048 0.0312 LT 0.035837 0.015174 2.361819 0.0359 OWN -0.018820 0.006341 -2.968004 0.0117 C -0.663033 0.282828 -2.344295 0.0371 FITTED^2 -220.1012 86.54696 -2.543142 0.0258 FITTED^3 2947.172 947.8312 3.109385 0.0090 R-squared 0.930509 Mean dependent var 0.029082 Adjusted R-squared 0.889973 S.D dependent var 0.010456 S.E of regression 0.003468 Akaike info criterion -8.201164 Sum squared resid 0.000144 Schwarz criterion -7.802872 Log likelihood 90.01164 Hannan-Quinn criter -8.123414 F-statistic 22.95504 Durbin-Watson stat 2.572408