LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan nội dung luận văn “Những nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân hàng Thương mại Việt Nam” công trình nghiên cứu hướng dẫn khoa học PGS TS Hồ Viết Tiến Các số liệu thu thập từ nguồn thực tế, hợp pháp Các báo cáo đăng tạp chí, báo chí trang web hợp pháp, đáng tin cậy Tác giả Đinh Thị Hồng Thanh LỜI CẢM ƠN Sau trình học tập nghiên cứu, hoàn thành luận văn tốt nghiệp Kết hôm không trình nỗ lực thân, mà nhờ nhiều hỗ trợ động viên nhiều người Tôi xin chân thành gửi lời cảm ơn đến: Quý Thầy, Cô trường Đại học Kinh tế TP.HỒ Chí Minh truyền đạt kiến thức suốt thời gian mà học trường, đặc biệt hướng dẫn tận tình PGS.TS Hồ Viết Tiến Gia đình, bạn bè người động viên, hỗ trợ, chỗ dựa tinh thần, chia sẻ khó khăn trình thực luận văn Trong trình hoàn thiện đề tài, cố gắng tham khảo nhiều tài liệu, tranh thủ nhiều ý kiến góp ý, nhiên thiếu sót điều tránh khỏi Rất mong nhận đóng góp quý báu từ quý Thầy Cô, đồng nghiệp bạn Tôi xin chân thành cảm ơn Tác giả: Đinh Thị Hồng Thanh MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC CHỦ VIÉT TẤT DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐÒ THỊ MỤC LỤC .1 LỜI MỞ ĐÀU 1 Đặt vấn đề: .1 Mục tiêu nghiên cứu: .2 Câu hỏi nghiên cứu Đối tuợng phạm vi nghiên cứu Phuơng pháp nghiên cứu Ý nghĩa thực tiễn đề tài nghiên cứu Ket cấu luận văn CHƯƠNG 1: TỎNG QUAN VÈ ĐÈ TÀI 1.1 Các lý thuyết cấu trúc vốn trongdoanh nghiệp 1.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn cùa Modiligani Miller (1958) 1.1.2 Lý thuyết đánh đôi cấu trúc von (The trade-off theory) 1.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng (The pecking- order theory) 1.1.4 1.2 Lý thuyết chi phí đại diện (The agency Theory) .3 Các nghiên cứu cấu trúc vốn ngân hàng 1.2.1 Nghiên cứu Mohammed Amidu (2007): “Những nhân tổ tác động đèn cấu trúc vốn Ngăn hàng Ghana- Bang chứng thực nghiệm ” 1.2.2 Nghiên cứu Monica Octavia Ravna Brown (2008) “Các nhản to tác động đến cấu trúc vốn quốc gia phát triển " 1.2.3 Nghiên cứu Thian Cheng Lim (2013) “Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn- bang chứng thực nghiệm từ Công ty tài niêm yết Trung Quốc ” 1.2.4 Nghiên cứu Hoa Nguyen Zainab Kavani (2013) “Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân hàng Châu Á- so sánh quốc gia phát triên quác gia phát triên ” 1.2.5 Nghiên cứu Vũ Thị Minh Trịnh (2012) “Kiêm định nhân tô ảnh hướng đến cấu trúc vốn NHTM cô phân Việt Nam” 10 1.2.6 Nghiên cứu Võ Lê Hoài Giang (2013) “Các nhân tố ảnh hưởng đến cầu trúc vốn hệ thống NHTM Việt Nam” .11 1.2.7 Một số nghiên cứu thực nghiệm tác động cấu trúc vốn đến hiệu kinh doanh NHTM 12 1.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến CTV NHTM Việt Nam 13 1.3.1 Nhãn tố lợi nhuận 13 1.3.2 Nhãn tố tốc độ tăng trưởng 14 1.3.3 Nhân tố thuế thu nhập doanh nghiệp 75 1.3.4 Nhân tố tài sản cố định hữu hình 15 1.3.5 Nhân tố rủi ro kinh doanh 16 1.3.6 Nhân tố quy mô 16 KÉT LUẶN CHƯƠNG 17 CHƯƠNG 2: PHƯƠNG PHÁP, DỮ LIỆU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN cứu .18 2.1 Quy trình nghiên cứu 18 2.2 Cơ sở lựa chọn mô hình 18 2.3 2.4 Mô hình nghiên cứu 19 2.3.1 Các biến mô hình hồi quy .19 2.3.2 Giả thuyết nghiên cứu 22 2.3.3 Mô hình hoi quy 24 Thu thập xứ lý liệu 25 2.4.1 Chọn mẫu quan sát 25 2.4.2 Xử lý liệu 26 2.4.3 Phương pháp hồi quy 26 KÉT LUẶN CHƯƠNG 27 CHƯƠNG 3: KÉT QUẢ NGHIÊN cứu 28 3.1 Phân tích thực trạng chung CTV NHTM Việt Nam giai đoạn 2010-2015 28 3.1.1 Các NHTM Việt Nam trì CTV thâm dụng nợ vay 28 3.1.2 Nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao 30 3.2 Kiếm định lựa chọn mô hình 31 3.2.1 Kiểm định Wald test 31 3.2.2 Kiêm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier test 31 3.2.3 Kiểm định Hausman 32 3.3 Kết nghiên cứu 33 3.4 Kiểm định đa cộng tuyến 38 3.4.1 Ma trận hệ số tương quan biến 38 3.4.2 Nhân tử phóng đại phương sai 38 3.5 Kiếm định khắc phục phương sai thay đối trongmô hình REM 39 KÉT LUẬN CHƯƠNG 42 CHƯƠNG 4: KÉT LUẶN VÀ KIẾN NGHỊ GIẢI PHÁP 43 4.1 Kết luận 43 4.1.1 Kết luận thứ 43 4.1.2 Kết luận thứ hai 43 4.1.3 Kết luận thứ ba 43 4.2 Gợi ý giải pháp cho CTV NHTM Việt Nam 44 4.2.1 Căn gợi ý 44 4.2.2 Gợi ý giải pháp CTV cho NHTM ViệtNam từ kết phân tích thực trạng phân tích nhân tố 45 4.2.2.1 Nhân tố Lợi nhuận (PRE) 45 4.2.2.2 Nhân tố Tốc độ tăng trưởng (GROW) 45 4.2.2.3 Nhân tố Tài sản cố định hữu hình (TAN) 45 4.2.2.4 Nhân tố Rủi ro kinh doanh (RSK) 46 4.2.2.5 Nhân tố Quy mô (SZE) 46 4.3 Hạn chế đề tài kiến nghị hướng nghiên cứutiếp theo 48 4.3.1 Hạn chế luận văn 48 4.3.2 Hướng nghiên cứu 48 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC 13 DANH MỤC CÁC CHỮ VIÉT TẮT CTV Cấu trúc vốn ĐBTC GRW LEV Đòn bây tài Biến tốc độ tăng trưởng Biến Đòn bẩy tài LONG NHTM PRE RSK SHORT SZE TAN TAX Biên Đòn bây tài dài hạn Ngân hàng Thương mại Biến lợi nhuận Biến rủi ro kinh doanh Đòn tài ngắn hạn Biến quy mô Biến Tài sản cố định hữu hình Biến thuế thu nhập doanh nghiệp VCSH Vốn chủ sở hữu Băng 2.1: Tóm tắt giã thiết mối tương quan đòn bẩy tài nhân tố 27 Bảng 3.1: Tỷ số tài công ty niêm yết sàn HOSE sàn HNX năm 2015 32 Bảng 3.2: Kết kiểm định Wald test 34 Bảng 3.3: Ket kiếm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier test 35 Bảng 3.4: Kết kiểm định Hausman 35 Bảng 3.5: Tóm tắt thống kê mô tả biến 36 Bảng 3.6: Kết hồi quy biến phụ thuộc SHORT, LONG,LEV 37 Bảng 3.7: Ma trận hệ số tương quan biến độc lập 41 Báng 3.8: Hệ số VIF 42 Bảng 3.9: So sánh Ket hồi quy trước khắc phục phương sai thay đối (REM) sau sử dụng phương pháp khắc phục phương sai thay đổi (GLS) .44 Bảng 3.10:Tóm tắt kết nghiên cứu 44 LỜI MỞ ĐẦU Đặt vấn đề: Quyết định cấu trúc vốn vấn đề quan trọng không doanh nghiệp mà lĩnh vực Ngân hàng nói riêng Thực trạng hệ thống Ngân hàng cho thấy ngân hàng đối diện với tình trạng cân đối cấu nguồn vốn tài sản sử dụng nguồn vốn ngắn hạn cho vay dài hạn làm gia tăng rủi ro khoản, kéo theo tỷ lệ nợ xấu tăng cao gây ảnh hưởng đến hệ thống ngân hàng nói riêng kinh tế Việt Nam nói chung Cuộc khủng hoảng tài năm 2008 cho thấy vai trò quan trọng cấu trúc vốn doanh nghiệp tài nói chung, ngân hàng thương mại nói riêng, cấu trúc vốn tối ưu không giúp Ngân hàng thương mại tối đa hoá lợi nhuận, tiết kiệm chi phí mà đệm trước rủi ro phá sản kinh tế có biến động mạnh Trước khó khăn, thử thách kinh tế giai đoạn 2010-2015, yêu cầu việc tái cấu lại hệ thống ngân hàng thương mại tổ chức tín dụng theo Quyết định 254/QĐ-T-Tg ngày 01/3/2012 Thủ tướng Chính phủ, Ngân hàng thương cần phải có đánh giá, nhìn nhận cách toàn diện thân Ngân hàng nhằm nâng cao hiệu hoạt động kinh doanh thời kỳ Việc nghiên cứu nhân tố tác động đến cấu trúc vốn ngân hàng giúp nhà quản trị tài xây dựng cấu trúc vốn phù họp với tình hình Ngân hàng, qua tối đa hoá lợi nhuận ngân hàng, cố đông, giảm chi phí tăng lực tài chính, lực cạnh tranh ngân hàng Mặc dù đề tài cấu trúc vốn Ngân hàng lĩnh vực nghiên cứu chủ đề nghiên cứu mang nhiều thú vị mà học viên muốn tìm hiểu Các nghiên cứu thực Việt Nam trước xem xét riêng tác động nhóm nhân tố đến nợ Ngân hàng chưa xem xét tác động nhân tố đến nợ ngắn hạn nợ dài hạn Xuất phát từ thực tế này, học viên tiến hành nghiên cứu đề tài “Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân hàng thương mại Việt Nam” Đe tài xem xét tống có chọn lọc nhân tố tác động đến lựa chọn nợ, nợ ngắn hạn, nợ dài hạn cấu trúc vốn NHTM Việt Nam, từ đề xuất giải pháp giúp nhà quản trị tài Ngân hàng hoạch định CTV phù họp Mục tiêu nghiên cứu: Mục tiêu nghiên cứu nhằm khảo sát nhân tố tác động đến cấu trúc vốn, từ đo lường mức độ tác động cụ thể nhân tố lên lựa chọn cấu trúc vốn tác động nhân tố đến lựa chọn nợ ngắn hạn nợ dài hạn NHTM Việt Nam Câu hỏi nghiên cứu Dựa mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu đặt sau: Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn NHTM Việt Nam? Mức độ tác động nhân tố? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Dựa mục tiêu nghiên cứu, học viên giới hạn phạm vi đối tượng nghiên cứu sau: - Đối tượng nghiên cứu: cấu trúc vốn nhân tố tác động đến cấu trúc vốn NHTM Việt Nam - Phạm vi nghiên cứu: Học viên nghiên cứu số liệu Ngân hàng thưong mại Nhà nước, Ngân hàng thưong mại cổ phần hoạt động Việt Nam, không nghiên cứu đến Ngân hàng nước Ngân hàng liên doanh hạn chế số liệu, số lượng nghiên cứu bao gồm 20 Ngân hàng thưong mại Việt Nam khảo sát vòng năm, từ năm 2010 đến năm 2015 Phương pháp nghiên cứu Dựa vào tảng lý thuyết cấu trúc vốn: Lý thuyết Modiligani Miller (1958), Lý thuyết đánh đổi cấu tiúc vốn, Lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết chi phí đại diện, luận văn sử dụng kết họp phân tích định tính định lượng để phân tích đo lường nhân tố tác động đến cấu trúc vốn NHTM Nghiên cứu định tính thực cụ sau: - Phưong pháp nghiên cứu tổng họp để phân tích số liệu học viên thu thập từ báo cáo tài kiêm toán NHTM Việt Nam - Phương pháp phân tích, so sánh: Từ số liệu tổng họp được, học viên tiến hành phân tích để đánh giá thực trạng cấu trúc vốn NHTM Việt Nam Nghiên cứu định lượng thực cụ sau: Học viên sử dụng nghiên cứu định lượng gồm thu nhập lọc số liệu phần mềm Excel sau phân tích hồi quy STATA 12 Dữ liệu hồi quy liệu bảng (panel data) theo mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ (OLS), mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên, sau kiểm định để lựa chọn mô hình ước lượng phù họp Dựa kết mô hình lựa chọn, học viên phân tích đánh giá mức độ tác động nhân tố, cuối so sánh kết với lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm trước Ý nghĩa thực tiễn đề tài nghiên cứu Những kết nghiên cứu luận văn góp phần bổ sung hệ thống hoá nhân tố tác động đến cấu trúc vốn NHTM Việt Nam, qua làm tài liệu tham khảo cho đề tài nghiên cứu tương tự Đồng thời đề tài nêu lên giải pháp kiến nghị phù họp với thực trạng cấu trúc vốn NHTM Việt Nam dựa kết nghiên cứu Kết cấu luận văn LỜI GIỚI THIỆU CHƯƠNG TỎNG QUAN VÈ ĐÈ TÀI CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP, DỮ LIỆU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN cứu CHƯƠNG KÉT QUẢ NGHIÊN cứu CHƯƠNG KÉT LUẶN VÀ KIÉN NGHỊ GIẢI PHÁP Kết nghiên cửu Hoa Nguyen Zainab Kayani (2013) Markel lev crape Book lu cragt Coefficients and standard errors Varahẳứs Collateral Frro-level determinants 0.014 0.017 Dividend -0.006 -0.027* se 0.005 0.007 Size 0.009* 0.006* se 0.002 0.002 -0.013* -0.006* 0.004 0.001 0.332* Asset rtík M/B 0-022** 0.010 -0.170 -1.217* se 0.121 0.149 GDP Grow th -0.013 0.019 se 0.079 0.101 Inflation -0.156 0.043 se 0.Ỉ7Ữ 0.063 se Profit Market rsk 0.010 0.000 0.009 -1.093* 0.031 0.269 0.183 Tax 0.036 0.537* se 0.039 0.109 Constant 0.781* 0.337* se 0.049 0.081 Term sơucturc spread se 40-673 17.216 -26.501 -97.783 p value 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.050 0-016** se 'JL IL II lUảllH.n Developed DcvclefWTE! Test countries countries stattsix -0.063* 0.025 -63.911 se se Country-bvcl t-test for difference of eoeffk'iems 87986 -4.113 -17.917 9.282 -56.150 -69.625 76.120 0.000000 0.000046 0.000000 0.000000 0.000000 0.0000«) 0.000000 Cceflieients and standard errors t-test for ditfercncc of coefficients Developed Developing Test countries countries statistic -O-04S* 0.025 -57.545 0.012 0.017 -0.008* -0.025* 0.005 0.007 0.007* 0.005** 0.002 0.002 -0.&4I* -0.007* 0.004 0.00 Ỉ -0-275* -0.528* 0.009 0.04S 0.090 -1.136* O.ĨOS 0.142 -0.127* -0.004 0.070 0.096 -0.225 0.036 0.152 0.060 0.029* 0.011 0.005 0.009 -1.356* 0.023 0.240 0.175 0.022 0.529* 0.035 0.104 0.996* 1-210* 0.043 0.077 Number of observations F-statBtE p rob tF-statEUd 269 256 269 256 7.867 27.639 B8.934 37.169 0.000 aoao 0.000 0.000 RAdjusted R' 64-34% 56.16% 60.47% 58.69% 95.33% 94.25% 90.28% 87.86% p value 0.000000 34-449 0.000000 B.6I4 0.000000 -140.625 0.000000 83.588 0.000000 110-733 0.000000 -16.656 0.000000 -26.075 0.000000 28.S89 0.000000 -75.506 0.000000 -74.358 0.000000 -39.045 0.000000 Kêt nghỉên cửu Vũ Thị Minh Trịnh (2012) c o effic Bents* u nstandardiz ed Coefficients Model std Error B Standardized c efficients (Constant) 0.497 GRO a 020 TAX 049 ROA -1.332 EVOL -1.738 NDTS 3.499 2.274 053 -1.30Ó TANG Sig B eta 0.106 0.008 013 860 093 622 0.399 SIZE t 680 0.000 Ũ.1Ổ7 2.554 0.012 0.408 0.000 0.132 597 0.035 0.000 4.209 -0.129 -1518 034 531 -0.154 -2.143 -0.380 -4.356 0.124 1.539 0.127 a.Depenđent Variable: LEV Kết nghiên cứu Võ Lê Hoàỉ Giang (2013) u n stand ar diz ed Model Coefficients B (1) (constant) SIZE GROWTH LIQ Coefficients Std.Error (2) (3) 45.384 070 001 - 064 TANG -0.843 PRO -2.934 Standardized 003 (5) (6) 7.368 000 481 9.498 014 305 000 761 -4.532 000 -.187 -4.001 000 -336 -7.083 000 014 211 414 Sig Beta (4) 6.160 007 t PHỤ LỤC CHƯƠNG TRÌNH STATA > Xác định biến Ngân hàng thời gian xtset hankl year panel variable: time variable: bankl (strongly balanced) year, 2010 to 2015 unit delta: > Chạy Mô hình hồi quy OLS, FEM, REM reg SHORT PRE GROW TAX TAN RSK SZE Source ss df MS 113 Model 795923602 132653934 Number of otas = F( 6, 106) = Prob > F Residual 922868375 106 008706305 R-squared 0.4631 Total 1.71879198 112 015346357 Adj R-squared = Root MSE 0.4327 09331 SHORT Coef PRE GROW TAN -8.851329 0113166 1168355 1.340685 1.630774 0229879 1196521 8142498 -5.43 0.49 0.98 1.65 0.000 0.624 0.331 0.103 -12.0845 -.0342591 -.1203865 -.2736446 RSK SZE 10.59798 0508243 1.901134 0087357 5.57 5.82 0.000 0.000 6.828801 0335049 cons -.0622162 1753186 -0.35 0.723 -.4098024 TAX std Err t p>| t| [95% Conf 15.24 0.0000 Interval] -5.618162 0568923 3540574 2.955014 14.36717 0681437 28537 xtreg SHORT PRE GROW TAX TAH RSK SZE,fe F ixed-effects (within) regression Number of obs = 113 Group variable: bankl Number of groups = 20 R-sq: within = 0.2130 between = 0.0206 Obs per group : = avg = 5.7 max = = 3.92 0.0016 [95% Conf Interval] overall = 0.0473 corr (u i, Xb) F ( 6,87) Prob > F = -0.4173 SHORT Coef PRE GROW TAX TAN -11.43022 0064803 0258171 -.6057253 5.161364 0186824 1006065 1.302907 -2.21 0.35 RSK SZE 12.20272 -.0384648 cons 1.645542 sigma u sigma e rho 12109832 06856422 75725047 F test that all u i=0: Std Err t P> 111 0.26 -0.46 0.029 0.730 0.798 0.643 -21.68899 -.0306529 -.1741493 -3.195395 -1.171447 0436135 2257834 1.983944 5.043192 0673262 2.42 -0.57 0.018 0.569 2.178828 -.172283 22.22661 0953534 1.284078 1.28 0.203 -.9067013 4.197785 (fraction of variance due to F(19, 87) = u_i) Prob > F 5.75 = 0.0000 xtreg SHORT PRE GROW TAX TAR RSK SZE,re Random-effects GLS regression Group variable: baxLkl Number of obs Number of groups = = 113 R-sq: within = 0.1971 Obs per group : = between = 0.5582 overall = 0.4500 avg max = = 5.7 Wald chi2(6) = 44.35 Prob > chi2 = 0.0000 corr(u i, X) = (assumed) SHORT Coef Std Err z PRE GROW TAX T AN RSK -7.108094 0078446 0629006 0934824 8.310501 2.028585 0185418 0977349 1.003823 2.067043 -3.50 0.42 0.64 0.09 4.02 SZE cons 0419052 1105458 0145712 2831508 2.88 O 39 sigma u sigma e rho 06484959 06856422 47217864 P>l *1 0.000 0.672 0.520 0.926 0.000 0.004 O 696 (fract ion of variance due to [95% Conf 20 Interval] -11.08405 -.0284967 -.1286562 -1.873974 4.259171 -3.132141 0441859 2544575 2.060939 12.36183 0133463 -.4444196 0704642 6655112 u_i) reg LONG PRE GROW TAX TAIT RSK SZE SS df MS Model 063689441 010614907 Residual 818052096 106 007717473 Total 881741537 112 007872692 1.535374 0216431 1126525 7666167 1.789919 0082247 1650626 t 0.63 0.55 -1.77 -0.71 o 9608032 0119105 -.1996741 -.5417976 -3.699158 -.0047732 2039543 R-squared squared = Root MSE r- PRE GROW TAX TAN RSK SZE cons Std Err Coef IM LONG Number of obs = F ( , 106) = Prob > F ÜI CO Source 1.24 P>|t| 0.533 0.583 0.079 0.481 0.041 0.563 0.219 = F ixed-effects (within) regression 1.38 0.2312 R- 0.0722 0.0197 08785 Adj [95% Conf -2.083226 -.030999 -.4230188 -2.06169 -7.247846 -.0210794 -.1232983 xtrecj LONG PRE GROW TAX TAIT RSK SZE ,fe Interval] 4.004832 05482 0236705 9780945 -.1504706 011533 5312069 — Number of obs 113 113 — Group variable : banltl Number of groups R-sq: within = 0.0931 between = 0.0089 overall = 0.0260 Obs per LONG Coef PRE GROW TAX TAN RSK SZE 2227469 0128099 -.1041321 -.5607942 -2.454225 -.0235207 cons 5311537 sigma u sigma e rho 07669027 05773039 63829744 F test that all u i=0: group: = avg = max = F (6,87) Prob > F corr( u i, Xb) = -0.2011 Std Err t P>| t| 4.345817 0157304 0847097 1.097035 4.246318 056688 0.05 0.81 -1.23 -0.51 -0.58 -0.41 0.959 0.418 1.08118 0.49 8.34 - = [95% Conf 5.7 1.49 0.1918 Interval] 0.222 0.611 0.565 0.679 -8.415035 -.0184559 -.2725018 -2.74127 -10.89424 -.1361943 8.860529 0440757 0642375 1.619682 5.985792 0891529 0.624 -1.61781 2.680117 (fract ion of variance due to F(19, 87) = 20 u_i) Prob > F = 0.0000 xtreg LONG PRE GROW TAX TAN RSK SZE,re Random-effects GLS regression Number of obs 113 Group variable: bank.1 Number of groups = 20 R-sq: within = 0.0916 between = 0.0498 Obs per group: = avg = 5.7 max = chi2 - 9.68 0.1388 overall = 0.0661 corr(u i, X) LONG Coef PRE GROW TAX TAN RSK SZE cons 1.234112 0130633 -.1114654 -.6461079 -3.531441 -.0060301 2042918 sigma u sigma e r ho 06924672 05773039 58995614 recj LEV PRE GROW TAX TAN Source Wald chi2(6) Prob > = (assumed) SS Std Err 1.839616 0154584 0816082 8912137 1.846229 0144701 2800787 (fraction z 0.67 0.85 -1.37 -0.72 -1.91 -0.42 0.73 P>| z| 0.502 0.398 0.172 0.468 0.056 0.677 0.466 of variance due [95% Conf Interval] -2.371469 -.0172346 -.2714146 -2.392855 -7.149985 -.0343909 -.3446524 4.839693 0433611 0484838 1.100639 0871018 0223307 7532361 to u i) RSK SZE df MS Number of obs F = 113 = ( 6, 106) 37.12 Prob > F = 0.0000 Model 668145663 111357611 Residual 318005808 106 003000055 R-squared Adj R-squared = 0.6775 = 0.6593 Total 986151471 112 008804924 Root USE = 05477 LEV Coef Std Err PRE GROW TAX TAN RSK SZE cons -7.804098 0255409 -.0853755 6167436 6.61585 045825 1471339 9572852 0134942 0702373 4779751 1.11599 005128 1029143 t -8.15 1.89 -1.22 1.29 5.93 8.94 1.43 P>| t| 0.000 0.061 0.227 0.200 0.000 0.000 0.156 [95% Conf Interval] -9.702009 -.0012126 -.2246278 -.3308886 4.403291 0356583 -.0569037 -5.906187 0522944 0538769 1.564376 8.828409 0559917 3511714 xt r e g LEV P RE GROW TAX TAH RSK S ZE , fe F ixed-effects (within) regression Number of obs = 113 Group variable: banJtl Number of groups = 20 R-sq: within = 0.1186 between - 0.0801 Obs per group: = avg - 5.7 max = = 10.44 overall = 0.1137 F (6,87) corr(u_i, Xb) = -0.3778 Prob > 0.0000 LEV Coef Std Err PRE -9.694 2.741258 -3.54 0.001 -15.14255 -4.245452 GROUT TAX 0271954 -.0723928 0099224 0534333 2.74 -1.35 0.007 0.179 0074735 -.1785972 0469173 0338115 TAN -1.754445 6919888 -2.54 0.013 -3.129848 -.3790427 RSK 7.738813 2.678496 2.89 0.005 2.415011 13.06261 SZE cons -.0294611 1.572523 0357577 681988 -0.82 2.31 0.412 0.024 -.1005335 2169979 0416113 2.928048 s igma u sigma e 09263205 03641523 rho 86614511 (fraction t F of variance due to F (19 , 87) = F test that all u i=0: P>! t| [95% Conf Interval] u_i) 8.04 Prob > F = 0.0000 xtreg LEV PRE GROW TAX TAN RSK SZE, re Random-effects GLS regression Group variable: bankl Number of obs Number of groups = R-sq: within = 0.3870 between = 0.6993 Obs per group: overall = 0.6315 iorr(u i, X) 5.7 max = = = 99.66 0.0000 -6.068917 1.197424 GROUT 0270157 0101061 2.67 0.008 TAX -.0601002 0533485 -1.13 0.260 -.1646614 TAN RSK -1.080624 4.474253 5809203 1.202561 -1.86 3.72 0.063 -2.219207 2.117277 0579584 6.831229 SZE 0344895 0093732 3.68 0161183 0528607 cons 3513393 1814601 1.94 0.000 0.053 -.004316 7069946 s igma u s igma e 04315161 03641523 rho 58406064 -j PRE o Coef (fraction s P>l zl 20 LEV ¿i Std Err 113 = avg = TJald chi2 (6) Prob > chi2 - (assumed) = 0.000 0.000 of variance due to [95% Conf -8.415825 0072081 u_i) Interval] -3.722008 0468234 044461 > Kiêm định đa cộng tuyên băng ma trận hệ sô tương quan corr SHORT LONG LEV PRE GROW TAX TAH RSK SZE (obs=113) SHORT SHORT LONG LEV PRE GROW TAX TAN RSK S2E 1.0000 -0.6556 0.7027 -0.2434 0.0149 0.0067 -0.2873 0.1683 LONG LEV PRE GROW TAX TAN 1.0000 0.0656 1.0000 -0.0789 -0.4033 1.0000 0.0021 0.0322 0.3111 1.0000 -0.1416 -0.1260 -0.1118 0.0335 1.0000 -0.0078 -0.4089 0.1595 -0.1740 0.0372 1.0000 -0.1824 0.0413 0.7009 0.3110 -0.1025 -0.1519 0.5240 -0.0174 0.6841 -0.1821 0.0007 -0.1579 -0.4954 RSK SZE 1.0000 0.0153 1.0000 > Kiểm định đa cộng tuyến VIF vif Variable VIF 1/VIF PRE RSK TAN SZE GROW TAX 2.44 2.30 1.56 1.39 1.19 0.410354 0.435572 0.641882 0.717922 0.840728 0.947263 Mean VIF 1.65 1.06 > So sánh Mô hình OLS Mô hình FEM F ixed-effects [within) regression Gro up var i : foankl ab1e: R-sq: within Mumber of obs Number of groups = 0.2130 Obs per group: between = 0.0206 overall = 0.0473 corr(u i, Xb) SHORT Coef PRE GROW TAX TAN -11.43022 0064803 0258171 -.6057253 5.161364 0186824 1006065 1.302907 -2.21 0.35 0.26 -0.46 0.029 0.730 0.798 0.643 RSK SZE 12.20272 -.0384648 5.043192 0673262 2.42 -0.57 0.018 0.569 cons 1.645542 1.284078 1.28 0.203 sigma u sigma_e rho 12109832 06856422 75725047 F test that all u i=0: Std Err t p>| t| (fraction of variance due to F(19, 87) 5.7 113 20 - avg = max = 5.7 = = 3.92 0.0016 [95% Conf Interval] F F = -0.4173 = = -21.68899 -.0306529 -.1741493 -3.195395 2.178828 -.172283 -.9067013 -1.171447 0436135 2257834 1.983944 22.22661 0953534 4.197785 u_i) Prob > F 0.0000 Fixed-effects (within) Group variable : bankl R-sq: within between overall = 0.0931 = 0.0089 = 0.0260 corr (u i, Xb) = -0.2011 regression 113 Number of obs Number of groups 20 Obs per group: = avg = max F (6,87) LONG Coef PRE GROW TAX TAN RSK S2E 2227469 0128099 - 1041321 -.5607942 -2.454225 - 0235207 cons 5311537 s i gma u s i gma e r ho 07669027 05773039 63829744 F test that all u i=0: = Prob > F Std Err t P>| t| 4.345817 0157304 0847097 0.05 0.81 -1.23 1.097035 4.246318 056688 -0.51 -0.58 -0.41 1.08118 0.49 0.959 0.418 0.222 0.611 0.565 0.679 0.624 (fraction of variance due to F(19, 87) 8.04 5.7 1.49 0.1918 [95% Conf Interval] -8.415035 -.0184559 -.2725018 8.860529 0440757 0642375 -2.74127 -10.89424 -.1361943 1.619682 5.985792 0891529 -1.61781 2.680117 u_i) Prob > F o.0000 > So sanh Mo hinh OLS va Mo hinh REM xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects SHORT[bankl,t] = Xb + u[bankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) SHORT e u Test: 0153464 0047011 0042055 1238804 0685642 0648496 Var(u) = chibar2(Gl) = Prob > chifoar2 = 34.50 0.0000 xttestO Sreusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LONG[bankl,t] = Xb + u[bankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var LONG e u Test: 0078727 0033328 0047951 sd = sqrt(Var) 0887282 0577304 0692467 Var(u) = chibar2( ) = Prob > chibar2 = 66.97 0.0000 xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LEV[bankl,t] = Xb + u[bankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var Test: sd = sqrt(Var) LEV e 0088049 0013261 0938346 0364152 u 0018621 0431516 Var(u) = chibar2(01) = Frob > chibar2 = 40.84 0.0000 > So sânh Mo hinh FEM Mô hinh REM hausman feshort reshort - Coefficients -(b) feshort PRE GROW TAX TAN RSK SZE -11.43022 0064803 0258171 -.6057253 12.20272 -.0384648 (B) (b-B) reshort Difference -7.108094 0078446 0629006 0934824 8.310501 0419052 -4.322123 -.0013643 -.0370836 -.6992077 3.892218 -.08037 sqrt(diag(V b-V _B) ) S.E 4.746001 0022871 0238655 8306064 4.600122 0657305 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 (6) = (b-B) ' [ (V_b-V_B)A(-1)] (b-B) = 10.73 Prob>chi2 = 0.0972 (V b-V B is not positive definite) hausman fi ri Coefficients (b) f i (B) (b-B) ri Difference PRE GROW -9.694 0271954 -6.068917 0270157 -3.625083 0001797 TAX TAN RSK3 SZE -.0723928 -1.754445 7.738813 -.0294611 -.0601002 -1.080624 4.474253 0344895 -.0122926 -.6738209 3.26456 -.0639506 sqrt(diag(V b-V B)) S.E 2.465902 0030077 3760054 2.393364 0345074 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 (6) = (b-B) ' [ (V_b-V_B) A (-1)] (b-B) 17.02 Prob>chi2 = 0.092 (V_b-V_B is not positive definite) hausman feshort reshort Coefficients (b) feshort (B) reshort PRE GROW TAX -11.43022 0064803 0258171 -7.108094 0078446 0629006 -4.322123 -.0013643 -.0370836 4.746001 0022871 0238655 TAN RSK SZE -.6057253 12.20272 -.0384648 0934824 8.310501 0419052 -.6992077 3.892218 -.08037 8306064 4.600122 0657305 B (b-B) Difference sqrt(diag(V b-V B)) S.E b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)1[(V_b-V_B)A(-1)](b-B) = 10.73 Prob>chi2 = 0.0972 (V b-V B is not positive definite) Ji au small felontj relontj Coefficients (b) PRE GROW TAX TAN RS K S2E felong (B) relong 2227469 0128099 -.1041321 -.5607942 -2.454225 -.0235207 1.234112 0130633 -.1114654 -.6461079 -3.531441 -.0060301 b B = inconsistent Test : Ho Difference -1.011365 -.0002534 0073333 0853137 1.077217 -.0174906 = consistent under Ho and Ha; under Ha, efficient under Ho; difference in coefficients Prob>chi2 (b-B) s qr t(d i ag(V_bV_B)) S.E 3.93725 0029126 0227118 6397062 3.823958 0548101 obtained from obtained from not systematic chi2(6) = (b-B) ' [(V_b-V_B)A(-1) ] (b-B) 3.71 0.7163 xtreg xtreg > Kiểm định phương sai thay đổi cho mồ hình REM xttestO 3reusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LONG[bankl, t] = Xb + u [bankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var LONG e u Test: sd = sqrt(Var) 0078727 0033328 0047951 0887282 0577304 0692467 Var(u) = Ũ Chibar2(01) = Proto > Chitoar2 = 66.97 0.0000 xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LEV[bankl,t] = Xb + u[toankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var LEV e u Test: sd = sqrt(Var) 0088049 0013261 0018621 0938346 0364152 0431516 Var(u) = Chibar2(ũl) = 40.84 Proto > chibar2 = 0.0000 xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects SHORT[bankl,t] = Xb + u[bankl] + e[bankl,t] Estimated results: Var SHORT e u 3d = sqrt(Var) 0153464 0047011 0042055 1238804 0685642 0648496 Test: Var(u ) Chibar2(01) = Prob > Chibar2 = 34.50 0.0000 > Kêt khăc phục phương sai thay đôi xtgls SHORT PRE GROW TAX TAN RSK SZE, panels(h) corr(a)nmk Dross-sectional time-series FGLS regression Doefficients: Panels: Dorrelation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels (0.4724) Estimated covariances Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 20 Number of obs Number of groups Obs per group: = 113 = 20 avg max = = 5.65 64.80 = 0.0000 [95% Conf Interval] Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err — SHORT Coef PRE GROW TAX -8.622103 -.0103024 0192555 1.391531 0155292 0428605 -6.20 -0.66 0.45 0.000 0.507 0.653 -11.34945 -.0407391 -.0647496 -5.894752 0201343 1032605 TAN RSK SZE cons 6722367 10.37545 0379978 2255761 6673548 1.540977 0078239 1467202 1.01 6.73 4.86 1.54 0.314 -.6357546 7.355193 0226632 -.0619902 1.980228 13.39571 0533324 5131423 z p>| z| = 0.000 0.000 0.124 xtgls LONG PRE GROW TAX TAH RSK SZE, panels(h) corr(a)rank Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients : Panels : Correlat ion : generalized least squares heteroskedastic coimion AR(1) coefficient for al panels (0.5016) Estimated covariances = Estimated Estimated autocorrelations = coefficients = 113 Number of groups = Obs per group: = avg = 20 5.65 max = = 11.91 = 0.0639 [95% Conf Interval] Number of obs 20 Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err s PRE GROW 2.269731 0120903 1.271122 0115552 1.79 1.05 0.074 0.295 -.2216229 -.0105575 4.761084 0347382 TAX TAN RSK SZE cons -.0671048 -.2608525 -4.23689 0068136 -.0854973 0560155 6580385 1.426711 007248 139169 -1.20 0.231 0.692 0.003 0.347 0.539 -.1768932 -1.550584 -7.033191 -.0073922 -.3582636 0426837 1.028879 -1.440589 0210194 187269 Ò Coef LONG -2.97 0.94 -0.61 p>| z| ... tài Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân hàng thương mại Việt Nam Đe tài xem xét tống có chọn lọc nhân tố tác động đến lựa chọn nợ, nợ ngắn hạn, nợ dài hạn cấu trúc vốn NHTM Việt Nam, ... nghiên cứu Việt Nam nhân tố tác động đến CTV ngân hàng Các nghiên cứu học viên tóm tắt sau: 1.2.1 Nghiên cứu Mohammed Amidu (2007): Những nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân hàng Ghana- Bằng... nguồn vốn nhân tố: thuế thu nhập doanh nghiệp, tốc độ tăng trưởng, quy mô ngân hàng có tác động tỷ lệ thuận, nhân tố: lợi nhuận, cấu trúc tài sản có tác động tỷ lệ nghịch đến CTV ngân hàng, nhân tố