CÁC yếu tố tác ĐỘNG đến TĂNG TRƯỞNG tín DỤNG của hệ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG mại VIỆT NAM

59 7 0
  • Loading ...
1/59 trang

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 15/05/2018, 20:43

Nêu các yếu tố tác động đến tăng trưởng tín dụng của hệ thống ngân hàng thương mại tại Việt Nam, từ đó đưa ra các giải pháp tăng cường và biện pháp khắc phục. Trong bài luận này, tác giả sử dụng kỹ thuật ước lượng cho dữ liệu bảng BỘ GIÁO DỤC & ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - - NGUYỄN NGỌC VIỄN CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG TP Hồ Chí Minh, Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC & ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - - NGUYỄN NGỌC VIỄN CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành Mã số chuyên ngành : Tài – Ngân hàng : 60 34 02 01 ĐỀ CƯƠNG LUẬN VĂN THẠC SỸ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Người hướng dẫn khoa ho ̣c: PGS TS Nguyễn Minh Kiều TP Hồ Chí Minh, Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn: “Phân tích các yế u tố tác đô ̣ng đế n tăng trưởng tin ́ du ̣ng của ̣ thố ng ngân hàng thương mại Việt Nam” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà không trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2017 Nguyễn Ngọc Viễn i LỜI CẢM ƠN Mục tiêu nghiên cứu hoàn thành Bên cạnh nỗ lực thân, thành cơng tơi hình thành từ nhiều yếu tố Những yếu tố gián tiếp, trực tiếp quan trọng hết yếu tố người Tôi xin gửi lời cám ơn chân thành đến Thầy - Cô Khoa Đào tạo sau đại học (Đại Học Mở - TP Hồ Chí Minh), người trực tiếp trang bị cho kiến thức làm tảng cho trình nghiên cứu Thầy PGS.TS Nguyễn Minh Kiều, kính gửi lời cám ơn sâu sắc đến Thầy Xin cám ơn nhiệt tình Thầy xuyên suốt trình nghiên cứu Và cuối cùng, xin gửi lời cám ơn đến gia đình, nơi chia sẽ, định hướng, động viên Tôi không quên gửi lời cám ơn đến người bạn, người Anh/Chị “OU – MFB6” đặc biệt người bạn đời, người có ảnh hưởng lớn thành cơng Xin chân thành cảm ơn mãi khắc ghi! ii TÓM TẮT Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng kỹ thuật ước lượng cho liệu bảng bao gồm: mơ hình hồi quy gộp, mơ hình tác động cố định, mơ hình tác động ngẫu nhiên để nhận diện nhân tố tác động đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại thị trường Việt Nam Kết nghiên cứu tác động có ý nghĩa thống kê nhân tố: quy mô ngân hàng, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ lãi cận biên, tính khoản, hiệu hoạt động mặt lợi nhuận tỷ lệ lạm phát Bằng phương pháp ước lượng cho liệu bảng, kết ước lượng thể tính ổn định bền vững dấu hệ số tác động có ý nghĩa thống kê không đổi tác giả đưa thêm vào mơ hình nghiên cứu tác động yếu tố vĩ mơ Bên cạnh đó, kết nghiên cứu thể số chứng cho thấy ngân hàng thương mại thị trường Việt Nam dường có xu hướng kiểm sốt cung tín dụng chặt chẽ từ sau khủng hoảng tài Thêm vào đó, ngân hàng thương mại dường có hành vi kiểm hãm cung tín dụng trước phản ứng tăng lãi suất FED iii MỤC LỤC Trang Lời cam đoan i Lời cảm ơn ii Tóm tắt iii Mục lục iv Danh mục hình đồ thị vi Danh mục bảng vii Danh mục từ viết tắt ix Chương 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý nghiên cứu 1.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu 1.5.1 Phương pháp nghiên cứu 1.5.2 Dữ liệu nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đóng góp nghiên cứu 1.7 Kết cấu luận văn Chương 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 2.1 Cơ sở lý luận tín dụng tăng trưởng tín dụng 2.1.1 Tín dụng 2.1.2 Tín dụng ngân hàng 2.1.3 Cho vay iv 2.1.4 Tăng trưởng tín dụng 2.2 Thông tin bất cân xứng hoạt động tín dụng 2.2.1 Khái niệm thông tin bất cân xứng 2.3 Một số nghiên cứu thực nghiệm 10 Chương 3: MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 14 3.1 Thiết kế nghiên cứu 14 3.2 Mơ hình nghiên cứu 15 3.3 Đo lường biến mơ hình nghiên cứu 16 3.3.1 Biến phụ thuộc 16 3.3.2 Các biến độc lập 16 3.4 Các hướng tiếp cận mơ hình nghiên cứu 26 3.4.1 Mơ hình hồi quy gộp 26 3.4.2 Mơ hình tác động cố định 26 3.4.3 Mơ hình tác động ngẫu nhiên 27 3.4.4 Lựa chọn mơ hình phù hợp 28 Chương 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 29 Chương 5: KẾT LUẬN VÀ NHỮNG GỢI Ý CHÍNH SÁCH 36 5.1 Kết luận 36 5.2 Gợi ý sách 37 TÀI LIỆU THAM KHẢO 39 PHỤ LỤC 40 v DANH MỤC HÌNH VÀ ĐỒ THỊ Trang Hình 4.1: Tốc độ tăng trưởng cung tiền Việt Nam giai đoạn 2001 – 2016 33 Hình 4.2: Tốc độ tăng trưởng cung tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2001 – 2015 33 vi DANH MỤC BẢNG Trang Bảng 2.1: Kết nghiên cứu Tamirisa and Igan (2007) 11 Bảng 2.2: Kết nghiên cứu Aydin (2008) 11 Bảng 2.3: Kết nghiên cứu Stepanyan and Guo (2011): 12 Bảng 2.4: Kết nghiên cứu Nguyễn Thùy Dương and Trần Hải Yến (2011) 13 Bảng 3.1: Quy trình nghiên cứu luận văn 15 Bảng 3.2: Tóm tắt biến giả thuyết nghiên cứu 25 Bảng 4.1: Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 29 Bảng 4.2: Ma trân hệ số tương quan 30 Bảng 4.3: Kết ước lượng với mơ hình hồi quy gộp 31 Bảng 4.4: Kết ước lượng với mơ hình tác động cố định 31 Bảng 4.5: vii Kết ước lượng với mơ hình tác động ngẫu nhiên 32 Bảng 4.6: Tổng hợp kết nghiên cứu kiểm định 34 viii năm tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam trung bình tăng 29,78% năm giai đoạn trước khủng hoảng tài Tuy nhiên, từ sau khủng hoảng tài chính, tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam trung bình tăng trưởng 16.27% cung tiền Ngân hàng trung ương trung bình tăng 13,12% năm Từ thấy rằng, từ khu khủng hoảng tài giới, lượng cung tiền kinh tế Việt Nam nói chung lượng cung tín dụng khu vực ngân hàng thương mại nói riêng chịu tác động suy giảm, dẫn đến hầu hết ngân hàng thương mại Việt Nam trở nên e dè việc cấp tín dụng, từ giải thích cho tác động khơng thuận chiều yếu tố quy mơ, lãi cận biên tính khoản ngân hàng thương mại với cung tín dụng Bảng 4.6: Tổng hợp kết nghiên cứu kiểm định Credit Growth size npl nim liq roa lbank equity depgr gdp inf state Constant POLS Coef -0.1034*** -3.5994** -8.0104*** -0.7219** -28.331*** -0.0149 -0.7818 -0.0000 -0.0166 -0.0107*** -0.0641 -2.4912*** P-value 0.0010 0.0160 0.0000 0.0190 0.0000 0.7620 0.1210 0.1180 0.6080 0.0010 0.3660 0.0000 FEM Coef -0.1048 -2.8769 -3.8834 -0.7273** -17.444*** -0.1151 -0.2243 -0.00002 -0.1249 -0.0075 -0.4837 -1.4617 P-value 0.3230 0.1080 0.1850 0.0470 0.0020 0.3850 0.7470 0.3610 0.2180 0.3590 0.1030 0.4440 REM Coef -0.0985*** -3.4762** -7.7892*** -0.7295** -27.562*** -0.0132 -0.7519 -0.00004 -0.0165 -0.0103*** -0.0573 -2.3957 POLS vs FEM F-statistics 3.990 Prob 0.001 REM vs FEM Chi Squared 5.910 Prob 0.658 POLS vs REM Chi Squared 8.150 Prob 0.017 *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% 1% 34 P-value 0.0010 0.0140 0.0000 0.0130 0.0000 0.7800 0.1180 0.1170 0.6340 0.0020 0.4000 0.0000 Ngoài ra, tác giả xem xét đặc điểm riêng ngân hàng thương mại đặc điểm riêng theo thời gian với giả định sau: đặc điểm riêng cố định (đại diện mơ hình tác động cố định) hai đặc điểm riêng ngâu nhiên (đại diện mơ hình tác động ngẫu nhiên) tác giả nhận thấy yếu tố tìm thấy có ý nghĩa thống kê mang dấu đồng so với mơ hình hồi quy gộp đồng với mơ hình bao gồm khơng bao gồm yếu tố vĩ mô Đồng thời, kiểm định tất hệ số ước lượng đồng thời khơng bị bác bỏ Từ cho thấy kết nghiên cứu đạt tính bền vững có tính ổn định qua kỹ thuật ước lượng Tuy nhiên, với giả định đặc điểm riêng cố định dường tác động yếu tố mơ hình nghiên cứu, trái lại giả định đặc điểm riêng ngẫu nhiên đại diện mơ hình tác động ngẫu nhiên cho thấy phù hợp thể hầu hết tác động có ý nghĩa thốngyếu tố mơ hình nghiên cứu Để so sánh phù hợp mơ hình hồi quy gộp mơ hình tác động cố định, tác giả dụng kiểm định tham số ước lượng hệ số biến giả đặc điểm riêng có đồng thời không hay không? Kết kiểm định cho thấy giả thiết hệ số đặc điểm riêng đồng thời không bị bác bỏ mức ý nghĩa thống kê 1% Thêm vào đó, kiểm định Hausman cho thấy mơ hình tác động ngẫu nhiên lại thể phù hợp so với mơ hình tác động cố định Đồng thời, kiểm định nhân tử lagrange cho thấy mơ hình tác động ngẫu nhiên phù hợp so với mơ hình hồi quy gộp Vì vậy, phương pháp ước lượng tác giả sử dụng mơ hình tác động ngẫu nhiên thể tính phù hợp cao so với mơ hình tác động cố định mơ hình hồi quy gộp 35 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ NHỮNG GỢI Ý CHÍNH SÁCH 5.1 Kết luận Bằng phương pháp ước lượng cho liệu bảng gồm mơ hình hồi quy gộp, mơ hình tác động cố định mơ hình tác động ngẫu nhiên, tác giả nghiên cứu yếu tố tác động đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại thị trường Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy hầu hết yếu tố sử dụng mơ hình nghiên cứu thể tác động có ý nghĩa thốngđến tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam Cụ thể, tác giả phát nhân tố có ý nghĩa thống kê tất 11 nhân tố sử dụng mơ hình nghiên cứu Trong đó, nhân tố có ý nghĩa thống kê âm gồm quy mô ngân hàng, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ lãi cận biên, tính khoản, tăng trưởng khấu hao, tỷ lệ lạm phát nhân tố có ý nghĩa thống kê dương tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản Tuy nhiên, tác động yếu tố tăng trưởng khấu hao trở nên ý nghĩa thốngtác giả xem xét yếu tố vĩ mơ mơ hình nghiên cứu Kết hàm ý tác động yếu tố tăng trưởng khấu hao không bền vững thị trường Việt Nam Bên cạnh đó, kết nghiên cứu phát tác động dương tỷ suất sinh lợi tổng tài sản tác động âm tỷ lệ nợ xấu phù hợp với lý thuyết tương đồng với kết từ nghiên cứu thị trường khác Thế giới (Trích dẫn) Tuy nhiên, nghiên cứu cho thị trường Việt Nam, tác giả lại nhận thấy tác động số nhân tố dường tương đồng so với lý thuyết Cụ thể, kết nghiên cứu thực nghiệm thị trường Việt Nam chứng cho thấy quy mô ngân hàng, tỷ lệ lãi cận biên tính khoản lại thể tác động âm đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại thị trường Việt Nam Kết dường mô tả hành vi ngân hàng có quy mơ lớn, tỷ lệ lãi cận biên tính khoản cao lại có xu hướng kiềm hãm tăng trưởng tín dụng Tuy nhiên, tác giả liên kết kiện lớn khứ thị trường tài tác giả nhận thấy tác động khủng hoảng tài giới giai đoạn 2007 – 2008 gây thiệt hại to lớn thị trường tài quốc gia phát triển đặc biệt thị trường Việt Nam Thực tế cho thấy từ năm 2008, 36 lạm phát Việt Nam tăng cao suốt năm 2008, có giai đoạn lên đến gần 30% với kỳ năm trước, biện pháp ngân hàng trung ương lúc kiểm soát cung tiền để kiểm chế lạm phát Đồng thời, ngân hàng thương mại suốt giai đoạn từ sau khủng hoảng tài đến chứng kiến nhiều thông tin thương vụ sáp nhập tình trạng nợ xấu nợ hạn ngưỡng cao Bên cạnh đó, khoảng thời gian từ sau năm 2011, thị trường tài Việt Nam dần có dấu hiệu phục hồi lúc Cục dự trữ liên bang Mỹ (FED) liên tục có động thái tăng lãi suất (tham khảo phụ lục …) lần gần vào tháng 03/2017 FED lại có thơng báo tăng lãi suất Điều xem nguyên nhân khiến cho cung tín dụng thị trường Việt Nam lần bị kiềm hãm lãi suất thị trường Mỹ tăng gây áp lực khiến cho lãi suất thị trường quốc gia phát triển tăng theo, có Việt Nam Từ đó, thị trường nước hầu hết hoạt động tài hiệu ứng theo dõi vốn để chờ lãi suất thị trường Việt Nam tăng, lúc ngân hàng thương mại thị trườngđộng thái giữ vốn để tương lai tín dụng cung thị trường với lãi suất cao Chính lý trên, ngân hàng thương mại dường có hành vi thận trọng việc cung tín dụng kiểm sốt tín dụng chặt chẽ để hưởng lãi suất cao cho khoản vay tương lai, điều góp phần giải thích ngun nhân cho hành vi kiềm hãm tăng trưởng tín dụng ngân hàng có quy mơ lớn, tỷ lệ lãi cận biên tính khoản cao 5.2 Gợi ý sách Bằng thực nghiệm, kết nghiên cứu số chứng cho thấy hành vi kiểm sốt tín dụng kỹ lưỡng từ sau khủng hoảng tài ngân hàng thương mại Việt Nam Điều mặt góp phần cao chất lượng tín dụng thị trường tài Việt Nam mặt khác góp phần kiềm hãm phát triển tài nói chung Việt Nam Cụ thể, yếu tố sử dụng để đại diện cho phát triển tài nghiên cứu lĩnh vực tài giới yếu tố đại diện cho cung tín dụng (Greenwood, Sanchez, & Wang, 2013; Hsu, Tian, & Xu, 2014; Samargandi, Fidrmuc, & Ghosh, 2015; Tang & Tan, 2014; Valickova, Havranek, & Horvath, 2015) Trong đó, Greenwood et al (2013), 37 Samargandi et al (2015) Valickova et al (2015) đưa chứng tồn mối quan hệ tương quan thuận chiều phát triển tài phát triển kinh tế Vì vậy, việc kiểm sốt cung tín dụng chặt chẽ gián tiếp kiềm hãm phát triển kinh tế nói chung; đó, ngân hàng thương mại nên cân việc kiểm sốt rủi ro việc cung tín dụng Đồng thời, ngân hàng thương mại nên đầu tư nhiều vào phận kiểm soát rủi ro, kế thừa mơ hình kiểm sốt rủi ro quốc gia phát triển từ việc cung tín dụng đến đối tượng kiểm sốt tín dụng chặt chẽ với đối tượng thật cần kiểm soát 38 TÀI LIỆU THAM KHẢO Akerlof, G., Spence, M., & Stiglitz, J (2001) Markets with Asymmetric information Committee, Nobel Prize Aydin, B (2008) Banking structure and credit growth in Central and Eastern European countries Baltagi, B H (2005) Econometric Analysis of Panel Data (John Wiley & Sons, New York) De Graeve, F., De Jonghe, O., & Vander Vennet, R (2004) The determinants of pass-through of market conditions to bank retail interest rates in Belgium Retrieved from Gambacorta, L (2008) How banks set interest rates? European Economic Review, 52(5), 792-819 Greenwood, J., Sanchez, J M., & Wang, C (2013) Quantifying the impact of financial development on economic development Review of Economic Dynamics, 16(1), 194215 Gujarati, D (2004) Basic Econometrics.(4 th edtn) The McGraw− Hill Companies Hansen, N.-J H., & Sulla, M O (2013) Credit Growth in Latin America: Financial Development or Credit Boom? : International Monetary Fund Hausman, J A (1978) Specification tests in econometrics Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1251-1271 Hoàng Trọng, & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) Phân tích liệu nghiên cứu với SPSS (Nhà xuất Hồng Đức) Hsiao, C (2014) Analysis of panel data: Cambridge university press Hsu, P.-H., Tian, X., & Xu, Y (2014) Financial development and innovation: Cross-country evidence Journal of Financial Economics, 112(1), 116-135 Huỳnh Thế Du (2004) Tại tài sản đảm bảo yếu tố quan trọng định cấp tín dụng tổ chức tín dụng Việt Nam? (Chương trình giảng dạy kinh tế Fullright) Mishkin, F (1991) Asymmetric Information and Financial Crises: A Historical Perspective," in R Glenn Hubbard, ed., Financial Markets and Financial Crises, Chicago: The University of Chicago Press Nguyễn Đăng Dờn (2004) Tiền tệ ngân hàng (Nhà xuất Thống kê) Nguyễn Đăng Dờn (2009) Quản trị ngân hàng đại (Nhà xuất Phương Đông) Nguyễn Minh Kiều (2012) Nghiệp vụ Ngân hàng đại (Nhà xuất Lao động - Xã hội) Nguyễn Thùy Dương, & Trần Hải Yến (2011) Các nhân tố tác động đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng Việt Nam năm 2011: Bằng chứng định lượng Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam Nguyễn Văn Tiến (2012) Giáo trình tiền tệ ngân hàng (Nhà xuất Thống kê) Samargandi, N., Fidrmuc, J., & Ghosh, S (2015) Is the relationship between financial development and economic growth monotonic? Evidence from a sample of middleincome countries World Development, 68, 66-81 Stepanyan, V., & Guo, K (2011) Determinants of bank credit in emerging market economies: International Monetary Fund Sử Đình Thành, & Vũ Thị Minh Hằng (2008) Nhập mơn tài tiền tệ (Nhà xuất Lao Động Xã Hội) Tamirisa, N T., & Igan, D O (2007) Credit growth and bank soundness in emerging europe International monetary fund Tang, C F., & Tan, B W (2014) The linkages among energy consumption, economic growth, relative price, foreign direct investment, and financial development in Malaysia Quality & Quantity, 1-17 Valickova, P., Havranek, T., & Horvath, R (2015) Financial development and economic growth: A meta‐analysis Journal of Economic Surveys, 29(3), 506-526 39 Villas-Boas, J M., & Schmidt-Mohr, U (1999) Oligopoly with asymmetric information: differentiation in credit markets The RAND Journal of Economics, 375-396 Wooldridge, J M (2015) Introductory econometrics: A modern approach: Nelson Education 40 PHỤ LỤC PL1 Kết ước lượng mô hình hồi quy gộp khơng bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Source SS df MS Model Residual 5.44940692 8.20036886 158 605489658 051901069 Total 13.6497758 167 081735184 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr state _cons -.0753048 -4.074791 -7.923212 -1.025471 24.43055 0013617 -.6535193 -.0000446 0156605 1.859012 Std Err t 029019 1.476246 1.864315 3022342 3.286555 0505389 5140162 0000247 0715071 5474749 -2.60 -2.76 -4.25 -3.39 7.43 0.03 -1.27 -1.80 0.22 3.40 41 Number of obs F(9, 158) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.010 0.006 0.000 0.001 0.000 0.979 0.205 0.073 0.827 0.001 = = = = = = 168 11.67 0.0000 0.3992 0.3650 22782 [95% Conf Interval] -.1326201 -6.990512 -11.60541 -1.622412 17.9393 -.0984573 -1.668749 -.0000935 -.1255727 7776987 -.0179895 -1.15907 -4.241019 -.4285307 30.9218 1011807 3617101 4.26e-06 1568936 2.940325 PL2 Kết ước lượng mơ hình tác động cố định khơng bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Fixed-effects (within) regression Group variable: bank Number of obs Number of groups = = 168 21 R-sq: within = 0.4776 between = 0.0004 overall = 0.2534 Obs per group: = avg = max = 8.0 corr(u_i, Xb) F(14,133) Prob > F = -0.5763 = = 8.69 0.0000 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr state 1048282 -2.876939 -3.883448 -.727288 17.44444 -.2242782 -.0000246 1056709 1.779263 2.911287 3628482 5.53947 (omitted) 6924558 0000268 (omitted) 0.99 -1.62 -1.33 -2.00 3.15 0.323 0.108 0.185 0.047 0.002 -.1041849 -6.396253 -9.64186 -1.444988 6.487582 3138412 6423754 1.874965 -.0095883 28.4013 -0.32 -0.92 0.747 0.361 -1.593929 -.0000777 1.145372 0000284 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2535742 000848 -.1933308 -.1495037 -.0832741 -.1674249 -.089342 0787208 1020731 1229851 1353352 1444334 1516995 1615347 3.22 0.01 -1.57 -1.10 -0.58 -1.10 -0.55 0.002 0.993 0.118 0.271 0.565 0.272 0.581 0978677 -.2010486 -.4365906 -.4171915 -.3689578 -.4674806 -.4088514 4092808 2027447 049929 1181841 2024096 1326307 2301674 _cons -1.46165 1.851497 -0.79 0.431 -5.12384 2.20054 sigma_u sigma_e rho 18604327 22095164 41485535 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(20, 133) = 0.49 42 Prob > F = 0.9671 Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 168 R-sq: within = 0.2893 between = 0.3816 overall = 0.3063 Obs per group: = avg = max = 21 21.0 21 corr(u_i, Xb) F(27,133) Prob > F = 0.1263 Std Err t 2.01 0.0052 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr state 1048282 -2.876939 -3.883448 -.727288 17.44444 1151309 -.2242782 -.0000246 -.4836943 1056709 1.779263 2.911287 3628482 5.53947 1320438 6924558 0000268 2942845 0.99 -1.62 -1.33 -2.00 3.15 0.87 -0.32 -0.92 -1.64 0.323 0.108 0.185 0.047 0.002 0.385 0.747 0.361 0.103 -.1041849 -6.396253 -9.64186 -1.444988 6.487582 -.1460466 -1.593929 -.0000777 -1.065778 3138412 6423754 1.874965 -.0095883 28.4013 3763085 1.145372 0000284 0983891 bank 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 -.370883 2889033 0349766 0174099 -.2591861 0252513 1903171 -.275978 -.1053718 120249 -.015307 1885515 0539544 -.0155199 -.2080755 0661831 -.1255806 -.0077473 2217865 1583934 1153934 1163844 2063572 1211853 1597134 2010705 1345189 1452107 (omitted) 1286568 1517618 142202 1245082 1585483 1374187 (omitted) 124646 1287021 -1.67 1.82 0.30 0.15 -1.26 0.21 1.19 -1.37 -0.78 0.83 0.097 0.070 0.762 0.881 0.211 0.835 0.236 0.172 0.435 0.409 -.809568 -.0243927 -.1932672 -.2127939 -.6673526 -.2144486 -.1255899 -.6736876 -.3714449 -.1669721 067802 6021994 2632203 2476136 1489804 2649512 5062241 1217317 1607012 4074702 -0.12 1.24 0.38 -0.12 -1.31 0.48 0.905 0.216 0.705 0.901 0.192 0.631 -.2697852 -.1116274 -.2273156 -.2617922 -.5216778 -.2056258 2391711 4887305 3352245 2307524 1055269 3379921 -1.01 -0.06 0.316 0.952 -.3721255 -.2623151 1209643 2468205 _cons -1.465539 1.909607 -0.77 0.444 -5.242668 2.311589 sigma_u sigma_e rho 14344233 22095164 29649982 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(7, 133) = 3.99 43 P>|t| = = [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0005 PL3 Kết ước lượng mơ hình tác động ngẫu nhiên không bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Mixed-effects ML regression Group variable: _all Log likelihood = 19.354102 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr state _cons -.06894 -3.130732 -6.833538 -.8522186 23.07787 0015519 -.5830616 -.000032 0138293 1.682485 Number of obs Number of groups = = 168 Obs per group: = avg = max = 168 168.0 168 Wald chi2(9) Prob > chi2 Std Err z 0293678 1.414591 1.858507 2910376 3.531853 0469899 4801366 0000231 0681774 5493252 Random-effects Parameters -2.35 -2.21 -3.68 -2.93 6.53 0.03 -1.21 -1.38 0.20 3.06 Estimate P>|z| 0.019 0.027 0.000 0.003 0.000 0.974 0.225 0.166 0.839 0.002 Std Err = = 68.84 0.0000 [95% Conf Interval] -.1264998 -5.90328 -10.47614 -1.422642 16.15556 -.0905466 -1.524112 -.0000772 -.119796 6058271 -.0113803 -.3581847 -3.190931 -.2817954 30.00017 0936504 3579888 0000133 1474545 2.759142 [95% Conf Interval] _all: Identity sd(R.bank) 2.19e-12 sd(R.year) 0755021 sd(Residual) 2089716 _all: Identity LR test vs linear model: chi2(2) = 8.15 44 Prob > chi2 = 0.0170 PL4 Kết ước lượng mô hình hồi quy gộp bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Source SS df MS Model Residual 6.08036552 7.56941025 11 156 552760502 048521861 Total 13.6497758 167 081735184 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr gdp inf state _cons -.1033901 -3.599415 -8.010356 -.7219485 28.33134 0148967 -.7818491 -.0000381 -.0165872 -.0106691 0640929 2.491226 Std Err t 02934 1.477324 1.815107 3055164 3.375656 0490451 5008115 0000242 0323083 003105 0707262 5735021 -3.52 -2.44 -4.41 -2.36 8.39 0.30 -1.56 -1.57 -0.51 -3.44 0.91 4.34 45 Number of obs F(11, 156) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.016 0.000 0.019 0.000 0.762 0.121 0.118 0.608 0.001 0.366 0.000 = = = = = = 168 11.39 0.0000 0.4455 0.4064 22028 [95% Conf Interval] -.1613451 -6.517556 -11.59571 -1.325431 21.66345 -.0819814 -1.771096 -.0000859 -.0804055 -.0168024 -.0756117 1.358394 -.0454351 -.6812745 -4.424997 -.1184658 34.99923 1117749 2073977 9.80e-06 047231 -.0045359 2037976 3.624057 PL5 Kết ước lượng mơ hình tác động cố định bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Fixed-effects (within) regression Group variable: bank Number of obs Number of groups = = 168 21 R-sq: within = 0.4776 between = 0.0004 overall = 0.2534 Obs per group: = avg = max = 8.0 corr(u_i, Xb) F(14,133) Prob > F = -0.5763 Std Err t 8.69 0.0000 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr gdp inf state 1048282 -2.876939 -3.883448 -.727288 17.44444 -.2242782 -.0000246 1249134 0075455 1056709 1.779263 2.911287 3628482 5.53947 (omitted) 6924558 0000268 1009994 0081944 (omitted) 0.99 -1.62 -1.33 -2.00 3.15 0.323 0.108 0.185 0.047 0.002 -.1041849 -6.396253 -9.64186 -1.444988 6.487582 3138412 6423754 1.874965 -.0095883 28.4013 -0.32 -0.92 1.24 0.92 0.747 0.361 0.218 0.359 -1.593929 -.0000777 -.0748594 -.0086627 1.145372 0000284 3246862 0237537 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 468129 -.0064339 -.1409756 0716068 1224111 0 1424364 0851318 1201479 1260627 107195 (omitted) (omitted) 3.29 -0.08 -1.17 0.57 1.14 0.001 0.940 0.243 0.571 0.256 1863952 -.1748212 -.3786234 -.1777403 -.0896165 7498627 1619534 0966722 3209539 3344387 _cons -2.389941 2.086716 -1.15 0.254 -6.517385 1.737503 sigma_u sigma_e rho 18604327 22095164 41485535 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(20, 133) = 0.49 46 P>|t| = = [95% Conf Interval] Prob > F = 0.9671 Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 168 R-sq: within = 0.2893 between = 0.3816 overall = 0.3063 Obs per group: = avg = max = 21 21.0 21 corr(u_i, Xb) F(27,133) Prob > F = 0.1263 = = 2.01 0.0052 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr gdp inf state 1048282 -2.876939 -3.883448 -.727288 17.44444 1151309 -.2242782 -.0000246 0 -.4836943 1056709 1.779263 2.911287 3628482 5.53947 1320438 6924558 0000268 (omitted) (omitted) 2942845 0.99 -1.62 -1.33 -2.00 3.15 0.87 -0.32 -0.92 0.323 0.108 0.185 0.047 0.002 0.385 0.747 0.361 -.1041849 -6.396253 -9.64186 -1.444988 6.487582 -.1460466 -1.593929 -.0000777 3138412 6423754 1.874965 -.0095883 28.4013 3763085 1.145372 0000284 -1.64 0.103 -1.065778 0983891 bank 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 -.370883 2889033 0349766 0174099 -.2591861 0252513 1903171 -.275978 -.1053718 120249 -.015307 1885515 0539544 -.0155199 -.2080755 0661831 -.1255806 -.0077473 2217865 1583934 1153934 1163844 2063572 1211853 1597134 2010705 1345189 1452107 (omitted) 1286568 1517618 142202 1245082 1585483 1374187 (omitted) 124646 1287021 -1.67 1.82 0.30 0.15 -1.26 0.21 1.19 -1.37 -0.78 0.83 0.097 0.070 0.762 0.881 0.211 0.835 0.236 0.172 0.435 0.409 -.809568 -.0243927 -.1932672 -.2127939 -.6673526 -.2144486 -.1255899 -.6736876 -.3714449 -.1669721 067802 6021994 2632203 2476136 1489804 2649512 5062241 1217317 1607012 4074702 -0.12 1.24 0.38 -0.12 -1.31 0.48 0.905 0.216 0.705 0.901 0.192 0.631 -.2697852 -.1116274 -.2273156 -.2617922 -.5216778 -.2056258 2391711 4887305 3352245 2307524 1055269 3379921 -1.01 -0.06 0.316 0.952 -.3721255 -.2623151 1209643 2468205 _cons -1.465539 1.909607 -0.77 0.444 -5.242668 2.311589 sigma_u sigma_e rho 14344233 22095164 29649982 (fraction of variance due to u_i) Std Err t F test that all u_i=0: F(7, 133) = 3.99 47 P>|t| [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0005 PL6 Kết ước lượng mơ hình tác động ngẫu nhiên bao gồm yếu tố vĩ mô từ phần mềm STATA 14 Mixed-effects ML regression Group variable: _all Log likelihood = 22.066073 creditgr Coef size npl nim liq roa lbank equity depgr gdp inf state _cons -.0984693 -3.476197 -7.78922 -.7294705 27.56163 0131592 -.751937 -.0000364 -.0164801 -.010295 0573357 2.395673 Number of obs Number of groups = = 168 Obs per group: = avg = max = 168 168.0 168 Wald chi2(11) Prob > chi2 Std Err z 0286169 1.420723 1.773852 294273 3.335461 0471075 4812693 0000232 0346584 0032675 0681691 5665695 Random-effects Parameters -3.44 -2.45 -4.39 -2.48 8.26 0.28 -1.56 -1.57 -0.48 -3.15 0.84 4.23 Estimate P>|z| 0.001 0.014 0.000 0.013 0.000 0.780 0.118 0.117 0.634 0.002 0.400 0.000 Std Err = = 116.50 0.0000 [95% Conf Interval] -.1545574 -6.260763 -11.26591 -1.306235 21.02425 -.0791698 -1.695208 -.000082 -.0844093 -.0166992 -.0762733 1.285218 -.0423812 -.6916309 -4.312534 -.1527059 34.09902 1054883 1913335 9.14e-06 0514491 -.0038909 1909447 3.506129 [95% Conf Interval] _all: Identity sd(R.bank) 6.64e-13 sd(R.year) 0244119 sd(Residual) 2109392 _all: Identity LR test vs linear model: chi2(2) = 0.12 48 Prob > chi2 = 0.9413 ... động yếu tố đến tăng trưởng tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam  Từ kết phân tích, đề xuất giải pháp, sách (nếu có) nhằm thúc đẩy tăng trưởng tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt. .. Việt Nam 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Để nghiên cứu tăng trưởng tín dụng yếu tố tác động đến tăng trưởng tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam, luận văn sử dụng toàn ngân hàng thương. .. tiêu nghiên cứu “Phân tích yếu tố tác động đến tăng trưởng tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam dựa biến đông thực tế hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam Việc tìm hiểu lý thuyết
- Xem thêm -

Xem thêm: CÁC yếu tố tác ĐỘNG đến TĂNG TRƯỞNG tín DỤNG của hệ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG mại VIỆT NAM, CÁC yếu tố tác ĐỘNG đến TĂNG TRƯỞNG tín DỤNG của hệ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG mại VIỆT NAM

Gợi ý tài liệu liên quan cho bạn

Nhận lời giải ngay chưa đến 10 phút Đăng bài tập ngay