Yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam

113 2 0
  • Loading ...
1/113 trang
Tải xuống

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 30/01/2019, 13:19

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH VÕ THÀNH VÂN THẢO YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI C PH N VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH - NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH VÕ THÀNH VÂN THẢO YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI C PH N VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TP.HỒ CHÍ MINH - NĂM 2017 ỜI Tôi tên Võ Thành Vân Thảo, tác giả luận văn tốt nghiệp “Yếu tố tác động đến khả sinh lời ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam” Luận văn chƣa đƣợc trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trƣờng đại học Luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng nội dung đƣợc cơng bố trƣớc nội dung ngƣời khác thực ngoại trừ trích dẫn đƣợc dẫn nguồn đầy đủ luận văn Ngƣời cam đoan Võ Thành Vân Thảo LỜI Á Ơ Trƣớc hết, xin đƣợc tỏ lòng biết ơn gửi lời cảm ơn chân thành đến PGS TS Lê Phan Thị Diệu Thảo, ngƣời trực tiếp hƣớng dẫn luận văn, tận tình bảo hƣớng dẫn tơi tìm hƣớng nghiên cứu, tiếp cận thực tế, tìm kiếm tài liệu, xử lý phân tích số liệu, giải vấn đề… nhờ tơi hồn thành luận văn cao học Ngồi ra, q trình học tập, nghiên cứu thực đề tài tơi nhận đƣợc nhiều quan tâm, góp ý, hỗ trợ quý báu quý thầy cô, đồng nghiệp, bạn bè ngƣời thân Tơi xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc đến: Quý Thầy Khoa Sau Đại Học – Trƣờng Đại Học Ngân Hàng TP HCM truyền đạt cho tơi kiến thức bổ ích suốt hai năm học vừa qua Ngân Hàng TMCP Đầu Tƣ Phát Triển Việt Nam – Chi nhánh Bình Thạnh nơi tơi làm việc bạn bè, đồng nghiệp động viên, tạo điều kiện hỗ trợ trình học tập nghiên cứu Tác giả Võ Thành Vân Thảo Bài nghiên cứu xem xét yếu tố tác động đến khả sinh lời ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam Bài nghiên cứu thu thập số liệu từ báo cáo tài kiểm toán 22 NHTMCP giai đoạn 2008 - 2016 để xây dựng mơ hình hồi quy nhằm ƣớc lƣợng mối tƣơng quan yếu tố nhƣ quy mơ ngân hàng, dƣ nợ cho vay, dự phòng rủi ro tín dụng, quy mơ vốn, tính khoản, chi phí hoạt động tỷ lệ lạm phát tác động nhƣ đến khả sinh lời cụ thể ROE ROA NHTMCP Tác giả sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng hồi quy với sai số chuẩn Driscoll & Kraay (D & K) phƣơng pháp bình phƣơng bé tổng quát khả thi (FGLS) để khắc phục tƣợng tự tƣơng quan sai số tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi nhằm đảm bảo ƣớc lƣợng thu đƣợc vững hiệu Kết nghiên cứu cho thấy giai đoạn 2008 - 2016 yếu tố tác động chiều với ROE quy mô ngân hàng (SIZE), dƣ nợ tín dụng (LOAN), dự phòng rủi ro tín dụng (LLR), khả khoản (LIQ) lạm phát (INF), yếu tố tác động ngƣợc chiều chi phí hoạt động (COSR), riêng yếu tố tính khoản (LIQ) quy mô vốn chủ sở hữu (CAP) khơng ý nghĩa ROE Còn ROA yếu tố tác động chiều quy mơ ngân hàng (SIZE), dƣ nợ tín dụng (LOAN), dự phòng rủi ro tín dụng (LLR), vốn chủ sở hữu (CAP), chi phí hoạt động (COSR) khả khoản (LIQ) tác động ngƣợc chiều, riêng yếu tố lạm phát (INF) khơng ý nghĩa ROA Trên sở kết nghiên cứu yếu tố ảnh hƣởng đến khả sinh lời NHTMCP Việt Nam, tác giả đƣa số gợi ý, khuyến nghị nhằm góp phần tăng cƣờng hiệu quả, cải thiện khả sinh lời NHTMCP Việt Nam giai đoạn tới Từ khóa: ROE, ROA, khả sinh lời, NHTMCP, FGLS Ụ Ụ LỜI CAM ĐOAN LỜI CÁM ƠN T M T T LU N V N DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT T T DANH MỤC ẢNG DANH MỤC PHỤ LỤC HƢƠ G GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI 1.2 MỤC TI U V C U HỎI NGHI N CỨU .12 1.3 ĐỐI TƢỢNG V PHẠM VI NGHI N CỨU 12 1.4 D LI U V PHƢƠNG PHÁP NGHI N CỨU .12 1.5 KẾT CẤU CỦA LU N V N 13 HƢƠ G 15 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU YẾU TỐ Á KHẢ G SI H ỜI CỦ Ộ G ẾN 15 GÂ HÀ G HƢƠ G ẠI CỔ PHẦN 15 2.1 KHẢ N NG SINH LỜI CỦA NG N H NG THƢƠNG MẠI 15 2.1.1 Khái niệm khả sinh lời .15 2.1.2 Chỉ tiêu đo lƣờng khả sinh lời 16 2.1.3 Các tiêu đo lƣờng khác 17 2.2 YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ N NG SINH LỜI CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN 18 2.2.1 Các yếu tố nội 18 2.2.2 Các yếu tố vĩ mô 24 2.3 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHI M LIÊN QUAN 26 2.3.1 Nghiên cứu giới .26 2.3.2 Nghiên cứu nƣớc .30 HƢƠ G 36 PHƢƠ G PHÁP GHI ỨU 36 3.1 GIẢ THUYẾT NGHI N CỨU 36 3.2 MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 39 3.3 MƠ TẢ BIẾN TRONG MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 40 3.3.1 Biến phụ thuộc 40 3.3.2 Biến độc lập 41 HƢƠ G 49 PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ Á CỦ GÂ HÀ G HƢƠ G Ộ G ẾN KHẢ G SI H ỜI ẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM 49 4.1 PHÂN TÍCH THỐNG KÊ MÔ TẢ ………………………………………………… 46 4.2 KIỂM ĐỊNH CÁC YÊU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ROE …………… …………… 48 4.2.1 Phân tích tƣơng quan 51 4.2.2 So sách mơ hình (Pooled OLS, FEM, REM) .52 4.2.3 Kiểm định giả thiết kinh tế lƣợng mơ hình nghiên cứu 53 4.2.4 Tổng hợp kết kiểm định mơ hình ROE 54 4.3 KIỂM ĐỊNH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ROA ………… ……………….53 4.3.1 Phân tích tƣơng quan 56 4.3.2 So sách mơ hình (Pooled OLS, FEM, REM) .57 4.3.3 Kiểm định giả thiết kinh tế lƣợng mơ hình nghiên cứu 58 4.3.4 Tổng hợp kết kiểm định mơ hình ROA .59 4.4 THẢO LU N KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ………………… ………………………58 HƢƠ G 64 Ế À H Ế GH Ừ Ế Ả NGHIÊN CỨ 64 5.1 KẾT LU N …………………………………… …………………………………………60 5.2 MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ ……………………… ……………………………………60 5.3 HẠN CHẾ V HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO ……………… …………71 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT T T Từ viết tắt ADB Nguyên nghĩa tiếng Anh Asian Development Bank BCTC Nguyên nghĩa tiếng Việt Ngân hàng Phát triển Châu Á Báo cáo tài CPI Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng INF Inflation Chỉ số lạm phát KNSL Khả sinh lời NHNN Ngân hàng Nhà nƣớc NHTM Ngân hàng thƣơng mại NHTMCP Ngân hàng thƣơng mại cổ phần NPL Non Performing loan Nợ xấu ROA Return on assets Tỷ suất sinh lời tổng tài sản ROE Return on Equity Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu TCTD Tổ chức tín dụng TNHH MTV Trách nhiệm hữu hạn thành viên WB World Bank Ngân hàng giới H Ụ Ả G Bảng 2.1 : Tổng hợp kết thực nghiệm tác động yếu tố đến khả sinh lợi ngân hàng (ROA, ROE) Bảng 3.1 : Kỳ vọng dấu biến nghiên cứu Bảng 4.1 : Thống kê mô tả biến nghiên cứu Bảng 4.2 : Ma trận hệ số tƣơng quan biến mơ hình ROE Bảng 4.3 : Hệ số hồi quy P-value 03 mơ hình ƣớc lƣợng (mơ hình ROE) Bảng 4.4 : Kết kiểm định phƣơng pháp D & K – mơ hình 01 Bảng 4.5 : Ma trận hệ số tƣơng quan biến mơ hình ROA Bảng 4.6 : Hệ số hồi quy P-value 03 mơ hình ƣớc lƣợng (mơ hình ROA) Bảng 4.7 : Kết kiểm định phƣơng pháp FGLS – mơ hình 02 Bảng 4.8 : So sánh 02 mơ hình Bảng 4.9 : Tác động biến độc lập lên khả sinh lời (ROE, ROA) DANH MỤC PHỤ LỤC Phụ lục 1: Tổng quan nghiên cứu công bố Phụ lục 2: Danh sách 22 ngân hàng nghiên cứu Phụ lục 3: Số liệu năm 22 ngân hàng nghiên cứu Phụ lục 4: Kết phân tích định lƣợng xvi Bank SHB OCB id year ROA 20 2013 0.007387 20 2014 20 ROE SIZE LOAN CAP LLR COSR LIQ INF 0.125447 33.9380 0.713065 0.058887 0.018078 0.533076 0.117351 0.0659 0.007666 0.148356 34.1085 0.685323 0.051675 0.016937 1.300538 0.120788 0.0409 2015 0.006874 0.144770 34.3727 0.703821 0.047481 0.015979 0.574020 0.113234 0.0063 20 2016 0.006097 0.144027 34.5454 0.718927 0.042333 0.016737 0.577207 0.105096 0.0183 21 2008 0.013543 0.085928 30.2970 0.434780 0.157611 0.006105 1.199229 0.224567 0.2312 21 2009 0.011591 0.131733 30.9441 0.467023 0.087991 0.020325 0.528616 0.269995 0.0705 21 2010 0.009687 0.118000 31.5655 0.480594 0.082093 0.021363 0.558064 0.241389 0.0886 21 2011 0.010608 0.129145 31.8936 0.410791 0.082137 0.014444 0.593315 0.271949 0.1868 21 2012 0.014478 0.177443 32.3892 0.488595 0.081594 0.042879 0.895211 0.286423 0.0909 21 2013 0.005917 0.082036 32.5982 0.532701 0.072121 0.020858 0.884420 0.228265 0.0659 21 2014 0.004678 0.075432 32.7611 0.615821 0.062016 0.013688 0.595882 0.199005 0.0409 21 2015 0.003884 0.070632 32.9526 0.642035 0.054995 0.013655 0.562379 0.176225 0.0063 21 2016 0.003904 0.069032 33.0861 0.694070 0.056548 0.013676 0.600596 0.145959 0.0183 22 2008 0.006442 0.040873 29.9430 0.851683 0.157616 0.009239 0.796429 0.064415 0.2312 22 2009 0.016253 0.088459 30.1715 0.805361 0.183734 0.012459 0.476117 0.129559 0.0705 22 2010 0.015464 0.096975 30.6111 0.588356 0.159466 0.010239 0.447534 0.299877 0.0886 22 2011 0.011904 0.080689 30.8669 0.544477 0.147533 0.015049 0.471815 0.177895 0.1868 22 2012 0.008383 0.060189 30.9424 0.628600 0.139278 0.022491 0.430798 0.127936 0.0909 xvii Bank id year ROA 22 2013 0.007361 22 2014 22 22 ROE SIZE LOAN CAP LLR COSR LIQ INF 0.060889 31.1213 0.615302 0.120895 0.011918 0.485162 0.137394 0.0659 0.005641 0.054894 31.2970 0.549020 0.102768 0.015085 0.607202 0.073410 0.0409 2015 0.004236 0.049576 31.5319 0.555188 0.085451 0.011250 0.598494 0.154749 0.0063 2016 0.006063 0.082049 31.7870 0.603411 0.073896 0.012082 0.630179 0.092210 0.0183 xviii PHỤ LỤC KẾT QUẢ PHÂ Mơ tả m u n Í H H ƢỢNG i n ứu Khai báo biến: panel variable: id (strongly balanced) time variable: year, 2008 to 2016 delta: unit Mô tả liệu: Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -roa | 198 0088378 0058841 000111 047289 roe | 198 093704 0628232 000753 284644 size | 198 31.90031 1.200754 28.7091 34.54539 loan | 198 5307936 1295266 1942878 8516832 cap | 198 1049227 0500288 0108877 3563393 -+ llr | 198 01626 0068209 004495 042879 cosr | 198 6759331 2830672 3087104 3.266068 liq | 198 2127909 1038525 0455437 610376 inf | 198 0888222 0707452 0063 2312 ết mơ 2.1 P ân tí n n i n ứu 01 tƣơn quan mô n n i n ứu 01 (obs = 198) | roe size loan cap llr cosr liq inf -+ roe | 1.0000 size | 0.3971 1.0000 loan | 0.0151 0.0215 1.0000 cap | -0.3205 -0.6980 0.1982 1.0000 llr | 0.2316 0.3491 -0.0940 -0.2357 1.0000 cosr | -0.3625 -0.0001 -0.1213 -0.0784 0.0733 1.0000 liq | 0.1890 -0.0907 -0.6546 -0.1117 0.0978 -0.1237 1.0000 inf | 0.2278 -0.3026 -0.1507 0.2467 -0.0856 -0.1290 0.3705 1.0000 xix 2.2 So sán  So sán - i a mô i a mô n tr n pan data: Pooled Regression, FEM, REM n : Pooled Regression FEM: Phân t ch hồi quy th o Pooled Regression: Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 7, 198 190) = 20.46 Model | 33419957 047742796 Prob > F = 0.0000 Residual | 44331076 190 002333215 R-squared = 0.4298 Adj R-squared = 0.4088 -+ -Total | 77751033 197 003946753 Root MSE = 0483 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ - size | 0176341 0043837 4.02 0.000 0089871 0262812 loan | 0722243 0371165 1.95 0.053 -.0009891 1454377 cap | -.2182694 1024954 -2.13 0.034 -.4204445 -.0160943 llr | 1.144075 5476157 2.09 0.038 0638875 2.224262 cosr | -.0688266 0128746 -5.35 0.000 -.094222 -.0434311 liq | 0782481 0492019 1.59 0.113 -.018804 1753001 inf | 2822627 0557778 5.06 0.000 1722393 3922861 _cons | -.4980675 1493376 -3.34 0.001 -.7926402 -.2034948 Phân t ch hồi quy th o FEM: Fixed-effects (within) regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3821 Obs per group: = between = 0.1282 avg = 9.0 overall = 0.2694 max = F(7,169) = 14.93 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.0796 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | -.0008364 0088122 -0.09 0.925 -.0182326 loan | 0328288 cap | -.2352079 llr | 1.803715 0165599 0452404 0.73 0.469 -.0564803 122138 1077874 -2.18 0.030 -.447991 -.0224248 5785107 3.12 0.002 6616768 2.945753 xx cosr | -.0615325 0119966 -5.13 0.000 -.085215 -.0378499 liq | 2014211 0522014 3.86 0.000 0983703 3044719 inf | 1216973 0596605 2.04 0.043 0039214 2394732 _cons | 0862307 3035421 0.28 0.777 -.5129919 6854532 -+ -sigma_u | 03937701 sigma_e | 04047705 rho | 48622691 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 169) =  So sán n : FEM REM: i a mô 4.84 Prob > F = 0.000 - Phân t ch hồi quy th o FEM: Fixed-effects (within) regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3821 Obs per group: = between = 0.1282 within avg = 9.0 overall = 0.2694 max = F(7,169) = 14.93 Prob > F = 0.0000 corr(u_i, Xb) = -0.0796 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | -.0008364 0088122 -0.09 0.925 -.0182326 0165599 loan | 0328288 0452404 0.73 0.469 -.0564803 122138 cap | -.2352079 1077874 -2.18 0.030 -.447991 -.0224248 llr | 1.803715 5785107 3.12 0.002 6616768 2.945753 cosr | -.0615325 0119966 -5.13 0.000 -.085215 -.0378499 liq | 2014211 0522014 3.86 0.000 0983703 3044719 inf | 1216973 0596605 2.04 0.043 0039214 2394732 _cons | 0862307 3035421 0.28 0.777 -.5129919 6854532 -+ -sigma_u | 03937701 sigma_e | 04047705 rho | 48622691 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 169) = - Lưu kết hồi quy FEM: est store FE1 4.84 Prob > F = 0.000 xxi - Phân t ch hồi quy th o REM: Random-effects GLS regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3587 Obs per group: = between = 0.4729 avg = 9.0 overall = 0.4067 max = Wald chi2(7) = 116.06 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -roe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -size | 0134886 0053857 2.50 0.012 0029329 0240443 loan | 075501 0390032 1.94 0.053 -.0009438 1519459 cap | -.2144528 1024953 -2.09 0.036 -.4153399 -.0135657 llr | 1.56762 5525475 2.84 0.005 4846473 2.650594 cosr | -.065399 0120611 -5.42 0.000 -.0890383 -.0417598 liq | 1647069 04892 3.37 0.001 0688254 2605885 inf | 2194441 0526617 4.17 0.000 1162291 3226591 _cons | -.3899849 1846864 -2.11 0.035 -.7519637 -.0280062 -+ -sigma_u | 02047706 sigma_e | 04047705 rho | 20377589 (fraction of variance due to u_i) - Lưu kết hồi quy REM: est store RE1 - Kiểm định usm n: Coefficients -| (b) (B) | FE1 RE1 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -size | -.0008364 0134886 -.014325 006975 loan | 0328288 075501 -.0426722 0229227 cap | -.2352079 -.2144528 -.0207551 0333591 llr | 1.803715 1.56762 2360946 1713649 cosr | -.0615325 -.065399 0038666 liq | 2014211 1647069 0367142 0182158 inf | 1216973 2194441 -.0977468 028038 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg xxii Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 13.94 Prob>chi2 = 0.0522 (V_b-V_B is not positive definite) 2.3 iểm địn 2.3.1 n iả t uyết ồi quy mô iểm địn ôn ôn n n i n ứu 01 ó tự tƣơn quan i a iến độ ập tron mô ị iện tƣợn đa ộn tuyến) (obs = 198) | roe size loan cap llr cosr liq inf -+ - 2.3.2 roe | 1.0000 size | 0.3971 1.0000 loan | 0.0151 0.0215 1.0000 cap | -0.3205 -0.6980 0.1982 1.0000 llr | 0.2316 0.3491 -0.0940 -0.2357 1.0000 cosr | -0.3625 -0.0001 -0.1213 -0.0784 0.0733 1.0000 liq | 0.1890 -0.0907 -0.6546 -0.1117 0.0978 -0.1237 1.0000 inf | 0.2278 -0.3026 -0.1507 0.2467 -0.0856 -0.1290 0.3705 iểm địn p ƣơn sai sai số ôn đổi ôn 1.0000 ị iện tƣợn p ƣơn sai t ay đổi) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (22) = Prob>chi2 = 2.3.3 ôn iểm địn 921.05 0.0000 i a sai số ơn ó mối quan ệ tƣơn quan với n au ị iện tƣợn tự tƣơn quan) Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 21) = Prob > F = 22.199 0.0001 xxiii 2.4 n ết iểm địn độ p ù ợp iến iải t í tron mô n i n ứu 01: Khắc phục tƣợng tự tƣơn quan iện tƣợn p ƣơn sai t ay đổi p ƣơn p áp ƣớ ƣợn ồi quy với sai số uẩn ris o & raay 1998)) Regression with Driscoll-Kraay standard errors Number of obs = 198 Method: Pooled OLS Number of groups = 22 Group variable (i): id F( = 398.18 maximum lag: Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.4298 Root MSE = 0.0483 7, 8) -| Drisc/Kraay roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | 0176341 005055 3.49 0.008 0059773 029291 loan | 0722243 0267224 2.70 0.027 0106024 1338461 cap | -.2182694 1475761 -1.48 0.177 -.5585806 1220417 llr | 1.144075 4571178 2.50 0.037 0899594 2.19819 cosr | -.0688266 024272 -2.84 0.022 -.1247978 -.0128553 liq | 0782481 0569851 1.37 0.207 -.0531599 2096561 inf | 2822627 1128101 2.50 0.037 0221221 5424034 _cons | -.4980675 1928365 -2.58 0.032 -.9427493 -.0533857 ết mô 3.1 P ân tí n n i n ứu 02 tƣơn quan mô n n i n ứu 02 (obs=198) | roa size loan cap llr cosr liq inf -+ roa | 1.0000 size | -0.1042 loan | 0.1338 0.0215 1.0000 cap | 0.3044 -0.6980 0.1982 1.0000 1.0000 llr | 0.0843 0.3491 -0.0940 -0.2357 1.0000 cosr | -0.4048 -0.0001 -0.1213 -0.0784 0.0733 1.0000 liq | 0.1154 -0.0907 -0.6546 -0.1117 0.0978 -0.1237 1.0000 inf | 0.3266 -0.3026 -0.1507 0.2467 -0.0856 -0.1290 0.3705 1.000 xxiv 3.2 So sán i a mô n tr n pan data: Pooled Regression, FEM, REM  o sánh giữ mơ hình: Pooled Regression FEM: - Phân t ch hồi quy th o Pooled Regression: Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 7, 198 190) = 14.54 Model | 002379675 000339954 Prob > F = 0.0000 Residual | 004441081 190 000023374 R-squared -+ -Total | 006820757 197 000034623 = 0.3489 Adj R-squared = 0.3249 Root MSE 00483 = -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | 0008639 0004388 1.97 0.050 -1.57e-06 0017294 loan | 0070064 003715 1.89 0.061 -.0003215 0143343 cap | 0428236 0102588 4.17 0.000 0225879 0630593 llr | 132962 0548108 2.43 0.016 0248461 2410778 cosr | -.0066974 0012886 -5.20 0.000 -.0092392 -.0041556 liq | 0073892 0049246 1.50 0.135 -.0023247 0171032 inf | 0196871 0055828 3.53 0.001 0086749 0306994 _cons | -.0278894 0149472 -1.87 0.064 -.0573731 0015944 - Phân t ch hồi quy th o FEM: Fixed-effects (within) regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3651 Obs per group: = between = 0.1074 avg = 9.0 overall = 0.2763 max = F(7,169) = 13.88 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.1394 -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | 0001031 0009285 0.11 0.912 -.0017299 0019361 loan | 0028406 004767 0.60 0.552 -.0065699 0122512 cap | 0335336 0113576 2.95 0.004 0111126 0559546 xxv llr | 2143509 0609578 3.52 0.001 094014 3346878 cosr | -.0061225 0012641 -4.84 0.000 -.008618 -.0036271 liq | 0165749 0055005 3.01 0.003 0057164 0274334 inf | 0122232 0062864 1.94 0.054 -.0001869 0246332 _cons | -.0034369 0319843 -0.11 0.915 -.0665771 0597034 -+ -sigma_u | 00316988 sigma_e | 00426508 rho | 35582424 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 169) =  So sán n : REM FEM: i a mô 3.58 Prob > F = 0.000 - Phân t ch hồi quy th o REM: Random-effects GLS regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3508 Obs per group: = between = 0.2955 avg = 9.0 overall = 0.3342 max = Wald chi2(7) = 99.38 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -size | 0005979 0005329 1.12 0.262 -.0004466 0016424 loan | 0063287 0039555 1.60 0.110 -.0014238 0140813 cap | 0380752 0104735 3.64 0.000 0175475 0586029 llr | 1748632 0564412 3.10 0.002 0642404 285486 cosr | -.0065189 0012408 -5.25 0.000 -.0089508 -.0040869 liq | 0125244 0049993 2.51 0.012 0027259 0223229 inf | 0166071 0053919 3.08 0.002 0060391 0271751 _cons | -.0201667 0182614 -1.10 0.269 -.0559584 015625 -+ -sigma_u | 00190616 sigma_e | 00426508 rho | 16648536 (fraction of variance due to u_i) - - Lưu kết hồi quy REM: estimates store RE2 xxvi - Phân t ch hồi quy th o FEM: Fixed-effects (within) regression Number of obs = 198 Group variable: id Number of groups = 22 R-sq: = 0.3651 Obs per group: = between = 0.1074 avg = 9.0 overall = 0.2763 max = F(7,169) = 13.88 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.1394 -roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -size | 0001031 0009285 0.11 0.912 -.0017299 0019361 loan | 0028406 004767 0.60 0.552 -.0065699 0122512 cap | 0335336 0113576 2.95 0.004 0111126 0559546 llr | 2143509 0609578 3.52 0.001 094014 3346878 cosr | -.0061225 0012641 -4.84 0.000 -.008618 -.0036271 liq | 0165749 0055005 3.01 0.003 0057164 0274334 inf | 0122232 0062864 1.94 0.054 -.0001869 0246332 _cons | -.0034369 0319843 -0.11 0.915 -.0665771 0597034 -+ -sigma_u | 00316988 sigma_e | 00426508 rho | 35582424 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(21, 169) = - Lưu kết hồi quy FEM: estimates - Kiểm định usm n: 3.58 Prob > F = 0.000 store FE2 Coefficients -| (b) (B) | RE2 FE2 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -size | 0005979 0001031 0004948 loan | 0063287 0028406 0034881 cap | 0380752 0335336 0045416 llr | 1748632 2143509 -.0394877 cosr | -.0065189 -.0061225 -.0003963 liq | 0125244 0165749 -.0040505 inf | 0166071 0122232 0043839 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg xxvii Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.56 Prob>chi2 = 0.4766 (V_b-V_B is not positive definite)  So sán i a mô n : REM OLS: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: 3.3 3.2.1 iểm địn ôn 0000346 0058841 e | 0000182 0042651 u | 3.63e-06 0019062 Var(u) = iểm địn n roa | chibar2(01) = 20.88 Prob > chibar2 = 0.0000 iả t uyết ồi quy mô ôn n n i n ứu 02 ó tự tƣơn quan i a iến độ ập tron mô ị iện tƣợn đa ộn tuyến) (obs=198) | roa size loan cap llr cosr liq inf -+ roa | 1.0000 size | -0.1042 loan | 0.1338 0.0215 1.0000 cap | 0.3044 -0.6980 0.1982 1.0000 1.0000 llr | 0.0843 0.3491 -0.0940 -0.2357 1.0000 cosr | -0.4048 -0.0001 -0.1213 -0.0784 0.0733 1.0000 liq | 0.1154 -0.0907 -0.6546 -0.1117 0.0978 -0.1237 1.0000 inf | 0.3266 -0.3026 -0.1507 0.2467 -0.0856 -0.1290 0.3705 1.000 xxviii 3.2.2 iểm địn p ƣơn sai sai số ôn đổi sai t ay đổi) iểm địn với n au ị iện tƣợn tự tƣơn quan) ôn i a sai số ôn ôn ị iện tƣợn p ƣơn ó mối quan ệ tƣơn quan Tests for the error component model: roa[id,t] = Xb + u[id] + v[id,t] v[id,t] = rho v[id,(t-1)] + e[id,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ roa | 0000346 0058841 e | 0000182 00426508 u | 3.63e-06 00190616 Tests: Random Effects, Two Sided: LM(Var(u)=0) = 20.88 Pr>chi2(1) = 0.0000 ALM(Var(u)=0) = 2.80 Pr>chi2(1) = 0.0940 Random Effects, One Sided: LM(Var(u)=0) = 4.57 Pr>N(0,1) = 0.0000 ALM(Var(u)=0) = 1.67 Pr>N(0,1) = 0.0470 Serial Correlation: LM(rho=0) = 43.02 Pr>chi2(1) = 0.0000 ALM(rho=0) = 24.95 Pr>chi2(1) = 0.0000 LM(Var(u)=0,rho=0) = 45.83 Pr>chi2(2) = 0.0000 Joint Test: 3.4 ết kiểm địn độ phù hợp biến giải thích mơ hình nghiên cứu 02: Khắc phục tƣợng tự tƣơn quan iện tƣợn p ƣơn sai t ay đổi p ƣơn p áp n p ƣơn é n ất tổng quát khả thi (FGLS) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.4110) xxix Estimated covariances = 22 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = 198 Number of groups = 22 Time periods = Wald chi2(7) = 73.89 Prob > chi2 = 0.0000 -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -size | 0009364 0003578 2.62 0.009 0002352 0016376 loan | 0066648 0029872 2.23 0.026 0008099 0125197 cap | 0377353 0087756 4.30 0.000 0205355 0549351 llr | 0911329 0381016 2.39 0.017 0164551 1658107 cosr | -.0039986 0008623 -4.64 0.000 -.0056886 -.0023086 liq | 0142298 0035998 3.95 0.000 0071743 0212852 inf | 0041139 0034692 1.19 0.236 -.0026856 0109134 _cons | -.0312867 0120486 -2.60 0.009 -.0549015 -.007672 ... DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH VÕ THÀNH VÂN THẢO YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI C PH N VIỆT NAM LUẬN VĂN... niệm khả sinh lời .15 2.1.2 Chỉ tiêu đo lƣờng khả sinh lời 16 2.1.3 Các tiêu đo lƣờng khác 17 2.2 YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ N NG SINH LỜI CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN... thuộc đại diện cho KNSL ngân hàng TMCP Việt Nam 2.2 YẾU TỐ Á Ộ G ẾN KHẢ G SI H ỜI CỦA NGÂN HÀNG HƢƠNG MẠI CỔ PHẦN 2.2.1 Các yếu tố nội Yếu tố thứ quy mô ngân hàng Theo Trần Việt Dũng (2014), thuyết
- Xem thêm -

Xem thêm: Yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam , Yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam

Gợi ý tài liệu liên quan cho bạn

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