BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ BÍCH THẢO CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THANH KHOẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM LUẬN VĂN TỐT NGHIỆP THẠC SĨ CHUYÊN NGÀNH ĐÀO TẠO: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ CHUYÊN NGÀNH: 62 34 02 01 MSHV: 020117150160 GIẢNG VIÊN HƢỚNG DẪN: TS NGUYỄN QUỲNH HOA TP Hồ Chí Minh, tháng 04/2018 i TÓM TẮT Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm xem xét yếu tố nội vĩ mô ảnh hƣởng tới th nh hoản ng n hàng củ NHTM cổ phần Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình Pooled OLS, mơ hình tác động cố định FEM (Fixed effects model) tác động ngẫu nhiên REM (R ndom effects model) Tiếp tục tác giả sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng moment tổng qt – GMM Việc sử dụng mơ hình GMM cho phép hắc phục vi phạm tự tƣơng qu n, phƣơng s i th y đổi biến nội sinh nên ết ƣớc lƣợng lúc hông chệch, vững hiệu sử dụng biến cơng cụ để iểm sốt vấn đề nội sinh với liệu gi i đoạn 2008-2016, với ỳ qu n sát tính theo năm Điều chỉnh ƣớc lƣợng s i số chuẩn theo cách đảm bảo ƣớc lƣợng m trận hiệp phƣơng s i phù hợp, iểm soát đƣợc tất vấn đề nhƣ tƣơng qu n phụ thuộc chéo, phƣơng s i th y đổi, tự tƣơng qu n nội sinh Kết nghiên cứu tìm r yếu tố quy mô, t lệ vốn tổng tài sản, tăng trƣởng inh tế c động ngƣợc chiều tới th nh hoản; hi yếu tố lợi nhuận, dự ph ng rủi ro tín dụng, lạm phát c tác động tích cực tới th nh hoản với mức nghĩ c o Ngoài r , thực nghiệm NHTM Việt N m gi i đoạn nghiên cứu chƣ tìm thấy chứng l i suất biên c ảnh hƣởng tới th nh hoản Các ết mơ hình Pooled, FEM REM c tƣơng đồng hông m u thuẫn với ết GMM thể tin cậy đồng phƣơng pháp trả l i c u hỏi nghiên cứu Luận văn vừ c đ ng g p cho học thuật, vừ c đ ng g p cho thực tiễn Về phía học thuật, luận văn đƣ kết luận cụ thể sâu sắc tác động số yếu tố đến khoản NHTM cổ phần Việt Nam Về phía thực tiễn, luận văn đ gợi ý số sách đến quan quản lý NHTM nhằm nâng cao hiệu quản lý khoản cho NHTM cổ phần Việt Nam ii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin c m đo n ết nghiên cứu luận văn trung thực cơng trình nghiên cứu củ tơi Trừ nội dung đ đƣợc trích dẫn cách thích hợp Nghiên cứu chƣ đƣợc dùng để tốt nghiệp bậc học trƣớc đ Nếu c bất ỳ gi n lận nào, hoàn toàn chịu trách nghiệm trƣớc Hội đồng đánh giá luận văn nhƣ ết tốt nghiệp củ Tác giả Nguyễn Thị Bích Thảo iii LỜI CẢM ƠN Bằng tất chân thành lòng biết ơn s u sắc, xin gửi l i cảm ơn đến Nguyễn Quỳnh Hoa đ hƣớng dẫn tận tình, giúp đỡ tơi suốt q trình làm luận văn Tôi xin gửi l i cảm ơn đến Trƣ ng Đại học Ngân hàng thành phố Hồ Chí Minh, đ tạo cho điều kiện thuận lợi nhất, suốt trình học trƣ ng nhƣ q trình thực đề tài Tơi xin cám ơn gi đình, bạn bè đ ln bên cạnh cổ vũ, động viên để vƣợt qu h hăn, giúp hoàn thành tốt luận văn Tất thiếu sót có luận văn thuộc trách nhiệm mong nhận đƣợc ý kiến đ ng g p iv MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT viii DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ ix DANH MỤC CÁC BẢNG x GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Đ T VẤN ĐỀ .1 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.3 CÂU HỎI NGHIÊN CỨU .3 1.4 ĐỐI TƢỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.5 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1.6 NỘI DUNG NGHIÊN CỨU CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN L THUY T VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 2.1 TỔNG QUAN VỀ LĨNH VỰC NGHIÊN CỨU 2.1.1 Khái niệm th nh hoản củ ng n hàng thƣơng mại 2.1.2 Trạng thái th nh hoản củ ng n hàng .7 2.1.3 Khái niệm rủi ro khoản ngân hàng thƣơng mại 2.1.4 Nguyên nh n rủi ro th nh hoản 2.1.5 Các phƣơng pháp đo lƣ ng th nh hoản 10 CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC VỀ CÁC Y U TỐ TÁC ĐỘNG Đ N 2.2 THANH KHOẢN CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI 13 2.3 CÁC Y U TỐ TÁC ĐỘNG Đ N THANH KHOẢN 18 2.3.1 Quy mô ngân hàng (SIZE) 19 v 2.3.2 T lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (CAP) 20 2.3.3 Lợi nhuận ng n hàng (ROA) 21 2.3.4 Dự ph ng rủi ro tín dụng (LLD) 23 2.3.5 L i suất biên (IRM) 24 2.3.6 Tốc độ tăng trƣởng inh tế 25 2.3.7 Lạm phát (INF) .26 TÓM TẮT CHƢƠNG 27 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 3.1 MƠ HÌNH THỰC NGHIỆM .28 3.1.1 Giới thiệu mô hình 28 3.1.2 Giải thích biến sử dụng mơ hình 29 3.2 GIẢ THUY T NGHIÊN CỨU 31 3.3 THU THẬP VÀ XỬ L DỮ LIỆU 36 3.4 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KIỂM ĐỊNH THỰC HIỆN 37 3.4.1 Ƣu điểm sử dụng liệu bảng .37 3.4.2 Kiểm soát huyết tật vi phạm giả thuyết mô hình 38 3.4.3 Phƣơng pháp hồi quy GMM 41 CHƢƠNG K T QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 44 4.1 PHÂN TÍCH THƠNG KÊ MƠ TẢ GIỮA CÁC BI N TRONG MƠ HÌNH 44 4.2 TƢƠNG QUAN CÁC BI N TRONG MƠ HÌNH VÀ ĐA CỘNG TUY N46 4.2.1 Ma trận tƣơng qu n đơn tuyến tính cặp biến Pearson .46 4.2.2 Kiểm định đ cộng tuyến mơ hình nhân tử ph ng đại phƣơng sai VIF .47 vi 4.3 KIỂM ĐỊNH LỰA CHỌN MƠ HÌNH 48 4.3.1 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng FEM 48 4.3.2 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng REM 49 4.3.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình liệu bảng REM .49 4.4 KIỂM ĐỊNH CÁC KHI M KHUY T ĐỊNH LƢỢNG .50 4.4.1 Kiểm định tƣợng phƣơng s i th y đổi phần dƣ liệu bảng Greene (2000) 50 4.4.2 Kiểm định tƣợng tự tƣơng qu n phần dƣ liệu bảng– Wooldridge (2002) Drukker (2003) .51 4.5 K T QUẢ HỒI QUY 52 4.6 THẢO LUẬN K T QUẢ NGHIÊN CỨU 54 4.6.1 Giả thuyết H1: yếu tố quy mô .54 4.6.2 Giả thuyết H2: yếu tố tỉ lệ vốn chủ sở hữu 56 4.6.3 Giả thuyết H3: yếu tố lợi nhuận 57 4.6.4 Giả thuyết H4: Yếu tố dự ph ng rủi ro tín dụng .58 4.6.5 Giả thuyết H5: L i suất biên 59 4.6.6 Giả thuyết H6: Tăng trƣởng inh tế 60 5.6.7 Giả thuyết H7: Lạm phát 61 CHƢƠNG 5: CÁC GỢI CHÍNH SÁCH NHẰM NÂNG CAO TÍNH THANH KHOẢN TẠI CÁC NHTM CỔ PHẦN 63 VIỆT NAM .63 5.1 K T LUẬN 63 5.2 KI N NGHỊ 65 vii 5.2.1 Sử dụng hiệu yếu tố quy mô, vốn chủ sở hữu để n ng c o vị uy tín củ ng n hàng 66 5.2.2 Tăng trƣởng lợi nhuận ng n hàng 66 5.2.3 Xử l nợ xấu 67 5.2.4 Theo d i yếu tố vĩ mô tăng trƣởng inh tế lạm phát 68 5.3 HẠN CH CỦA ĐỀ TÀI 70 5.4 ĐỀ XUẤT HƢỚNG NGHIÊN CỨU TI P THEO .70 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 72 PHỤ LỤC ĐỊNH LƢỢNG 76 viii DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT CAP T lệ vốn chủ sở hữu FEM Mơ hình liệu bảng tác động cố định GDP Tăng trƣởng inh tế GMM Mơ hình moment tổng qt GNP Tổng sản phẩm quốc nội INF Lạm phát IRM L i suất biên LLD T lệ dự ph ng rủi ro tín dụng LQD T lệ th nh hoản NHNN Ng n hàng Nhà nƣớc NHTM Ng n hàng thƣơng mại REM Mơ hình liệu bảng tác động ngẫu nhiên ROA T lệ lợi nhuận tổng tài sản ROE T lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu SIZE Quy mơ ngân hàng TCTD Tổ chức tín dụng WTO Tổ chức thƣơng mại giới ix DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 4.1 Biến động lợi nhuận ROA th nh hoản NHTM Biểu đồ 4.2 Biến động GDP, INF th nh hoản NHTM 70 cƣ ng th nh tr , giám sát hoạt động c n cần phải trọng đến hiệu quả, chất lƣợng th nh tr Một số biện pháp cần đƣợc áp dụng nhƣ: tăng cƣ ng n ng c o trình độ chuyên môn cho cán th nh tr , học hỏi inh nghiệm từ nƣớc c tài chính, ng n hàng phát triển nhƣ áp dụng thông lệ quốc tế vào công tác tra phù hợp với tình hình thực tiễn Việt N m, qu đ g p phần cải thiện hiệu hoạt động quản trị rủi ro củ NHTM cổ phần Cuối cùng, định quản trị đầu tƣ phải dự sở tổng h yếu tố hông dự yếu tố cá biệt Các huyến nghị đ y, đƣợc rút r từ nghiên cứu m ng tính thực nghiệm liệu ngành Ng n hàng Việt N m, đ thông tin th m hảo đáng tin cậy cho nhà đầu tƣ nhà quản trị ng n hàng nhƣ nhà hoạch định sách q trình ph n tích trƣớc hi đƣ r định củ 5.3 HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI Bên cạnh vấn đề đƣợc nghiên cứu bài, luận văn đ cố gắng thực với phạm vi liệu tối đ củ Tuy nhiên, điều iện hách qu n chủ qu n viết c n tồn số hạn chế Trƣớc hết, đề tài sử dụng liệu c ích thƣớc mẫu 223 qu n sát củ 25 NHTMCP Việt N m từ 2008-2016 Đ y số lƣợng qu n sát há so với nghiên cứu trƣớc đ y giới Thêm vào đ tính chất sở hữu ng n hàng, viết chƣ đề cập đến ng n hàng chi nhánh ng n hàng nƣớc Do đ , đề tài chƣ thực đƣợc việc so sánh mức độ tác động củ loại hình sở hữu ng n hàng đến th nh hoản Ngoài r , nghiên cứu củ tác giả thực gi i đoạn c hủng hoảng giới xảy r , gi i đoạn 2008 thị trƣ ng tài Việt N m, tác động từ hủng hoảng lĩnh vực ng n hàng hông bật vấn đề hội nhập chƣ s u rông Tuy nhiên tốt nên nghiên cứu s u iểm soát hủng hoảng giới so sánh ết với nghiên cứu 5.4 ĐỀ XUẤT HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 71 Từ giới hạn nêu tác giả xin đƣ r hƣớng nghiên cứu để củng cố thêm đ ng g p trả l i c u hỏi yếu tố ảnh hƣởng tới th nh hoản ng n hàng Việt N m: Đầu tiên, nghiên cứu mở rộng cỡ mẫu qu n sát mà cụ thể tăng số lƣợng ng n hàng đƣợc chọn nghiên cứu, hi số năm đƣợc mở rộng năm S u đ , đề tài qu n sát thêm ng n hàng chi nhánh ng n hàng nƣớc ngồi, th m gi củ yếu tố nƣớc hệ thống ng n hàng Việt N m ngày s u rộng, việc ph n loại nghiên cứu tính chất sở hữu (ng n hàng nhà nƣớc, ng n hàng tƣ nh n ng n hàng nƣớc ngoài) để thấy đƣợc tác động củ yếu tố tới mối qu n hệ nghiên cứu cần thiết Tiếp nữ c thể đ iểm soát vấn đề hủng hoảng giới để so sánh ết với nghiên cứu tại, xem xét hủng hoảng tác động cụ thể tới mối qu n hệ nghiên cứu r ràng Nghiên cứu s u c thể cung cấp thông tin hữu ích, r ràng hí cạnh từ đ đƣ r huyến nghị sát thực cho nhà quản trị để đƣ r chiến lƣợc phù hợp nhằm quản trị th nh hoản tốt hơn, đảm bảo phát triển ổn định củ tình hình tài quốc gi 72 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Anh Aspachs, Oriol and Nier, Erlend W and Tiesset, Muriel, Liquidity, Banking Regulation and the Macroeconomy (February 2005) Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=673883 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.673883 Baltagi (2008), Econometric Analysis of Panel Data, 4th edn, Wiley, 2009 Belete Fola (2015), Factors affecting Liquidity of Selected commercial banks in Ethiopia, a thesis in department of accounting and finance, Addis Ababa University Bund , L., & Desquilbet, J.B (2008), “The b n liquidity smile cross exch nge r te regimes”, Intern tion l Economic Journ l, 22(3): 361-386 C Delechat, CH Arbelaez, MPS Muthoora, S Vtyurina – 2012, The Determinants of Banks' Liquidity Buffers in Central America, International Monetary Fund Corinne Deléchat, Camila Henao, Priscilla Muthoora, Svetlana Vtyurina (2012), “The Determin nts of B n s' Liquidity Buffers in Centr l Americ ”, Working Paper Cornett, M.M., Guo, L., Khaksari, S and Tehranian, H (2010a) The impact of state ownership on performance differences in privately-owned versus state-owned banks: an interational comparison, Journal of Financial Intermediation 19(1): 74-94 Deelchand, T., & Padgett, C (2009) The relationship between risk, capital and efficiency: Evidence from Japanese cooperative banks ICMA Centre Discussion Papers in Finance, icma-dp2009-12 Demirguc-Kunt, A., & Huizinga, H (2012) Do we need big banks? Evidence on performance, strategy and market discipline Journal of Financial Intermedia3tion, 22 (4), 532 - 558 73 Dianna Teixeira (2013), Off-balance sheet items in European banking: A panel data econometric model on risk and liquidity, Uporto FEP Economia E.Gestao Duttweiler, R (2010), “Quản l th nh khoản ng n hàng”, Nhà xuất tổng hợp TP HCM Hansen, L.P (1982), "Large Sample Properties of Generalised Method of Moments Estimators" Econometrica, vol 50, pp 1029-1054 Hau, H and Thum, M (2009), Subprime crisis and board (in-)competence: private vs.public banks in Germany Economic Policy 24(60): 701-751 Jensen, M C, nd Mec ling, W H (1976), „Theory of the Firm: ManagerialBehaviour, Agency Costs and Ownership Structure‟, Journal of Financial Economics (4), pp 305-360 Jia, C (2009), The effect of ownership on the prudential behavior of banks – the case of China, Journal of Banking and Finance 33:77-87 La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F and Shleifer, A (2002), Government ownership of banks, Journal of Financial Economics 93(2):259-275 Lucchett , M (2007), “Wh t d t s y bout monet ry policy, b n liquidity nd b n ris t ing?” Economic Notes, 36(2): 189-203 Muh mm d F rh n M li , Amir R fique (2013), “Commerci l B n s Liquidity in P ist n: Firm Specific nd M croeconomic F ctors”, The Romanian Economic Journal, pp 139-154 Mongid, A., Mohd, I., & Haron, T S (2012) The relationship between inefficiency, risk and capital - evidence from commercial banks in ASEAN Journal of Economics and Management, 6(1), 58 – 74 74 R uch, C., Steffen, S., H c eth l, A., & Tyrell, M (2010), “Determin nts of b n liquidity cre tion”, Av il ble t: http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1343595 Rychtárik (2009), Liquidity scenario analysis in the Luxembourg Banking sector, BanqueCentrale du Luxembourg: Working paper, 2009 - bcl.lu Valla, N., & Saes-Escorbi c, B (2006), “B n liquidity nd fin nci l st bility”, Banque de France Financial Stability Review, 89-104 Vodova Pavla (2013), Determinants of commercial bank liquidity in Hungary, eFinanse: Financial Internet Quarterly 2013, ISSN 1734-039X, Vol 9, Iss 3, pp 6471, Available from http://.hdl.handle.net/10419/147078, Vodova Pavla (2013), Determinants which affect liquid asset ratio of Czech and Slovak commercial banks, Acta Univ Agric Silvic Mendelianae Brun 2012, 60, 463-476, Available from https://acta.mendelu.cz/60/7/463/ Wahl, M (2006) The ownership structure of corporations: Owners classification & typology EBS review Tiếng Việt Bùi Nguyên Khá (2016), Phân tích yếu tố ảnh hƣởng đến th nh hoản củ ng n hàng thƣơng mại Việt N m, Tạp chí Tài kỳII, số tháng 7/2016 Đặng Văn D n (2015), Các nh n tố ảnh hƣởng đến rủi ro th nh hoản ng n hàng thƣơng mại Việt N m,Tạp chí Tài kỳ 1(tháng 11-2015, trang 60) Đỗ Việt Hùng (2016), Thách thức ổn định tài bối cảnh Việt N m tăng cƣ ng hội nhập inh tế, Tạp chí ng n hàng, số 3+4, tr ng 22 Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016), „Các yếu tố tác động đến t lệ th nh hoản ng n hàng thƣơng mại Việt N m‟, Tạp chí ng n hàng, số (tháng 5/2016, tr ng 2226) 75 Phạm Thị Hoàng Anh Phạm Phƣơng Anh (2016), „Rủi ro th nh hoản Ng n hàng thƣơng mại Việt N m‟, Tạp chí ng n hàng, số (tháng 4/2016, tr ng 22-26) Th n Thị Thu Thủy Nguyễn Thị Th nh Dung (2016), „Nghiên cứu nh n tố tác động đến trạng thái tiền mặt ng n hàng thƣơng mại cổ phần niêm yết Việt N m‟, Tạp chí ng n hàng, số 14 (tháng 7/2016, tr ng 17-24) Trần Hoàng Ng n Phạm Quốc Việt (2016), „Mối qu n hệ giữ quản trị công ty th nh hoản củ ng n hàng thƣơng mại Việt N m‟, Tạp chí ng n hàng, số 3+4 (tháng 2/2016, trang 119-128) Trƣơng Qu ng Thông, Phạm Minh Tiến (2014), „Các nh n tố tác động đến rủi ro th nh hoản, trƣ ng hợp ng n hàng thƣơng mại cổ phần Việt N m‟, Thị trường tài tiền tệ, Số 21 (414) - tháng 11/2014, trang 33-38 Vũ Thị Hồng (2015), Các yếu tố ảnh hƣởng đến th nh hoản củ ng n hàng thƣơng mại Việt N m, Phát triển 32-49 ội nhập, Số 23(33), tháng 07-08/2015, trang 76 PHỤ LỤC ĐỊNH LƢỢNG Phụ lục 1: Thống kê mô tả biến mô hình Variable Obs Mean LQD SIZE CA ROA LLD 223 224 224 224 224 2254059 7.802017 1124227 8905488 0130636 IRM GDP INF 225 225 225 2.633554 5.918468 9.067196 Std Dev Min Max 1050021 5367012 0633908 8110185 0057336 0524106 6.383572 0377208 -5.511742 0005517 6109695 9.002772 4624462 5.951443 0378056 4616768 4795823 6.893095 1.9415 5.247367 8786037 3.24 6.679289 23.11632 Phụ lục 2: Ma trận tƣơng quan tuyến tính đơn cặp biến LQD SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF LQD SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF 1.0000 -0.1702 0.0808 0.1161 -0.0150 0.1193 -0.2032 0.4308 1.0000 -0.7281 -0.1374 0.4083 -0.0410 0.1880 -0.3211 1.0000 0.3954 -0.3123 0.1104 -0.1785 0.3232 1.0000 -0.2145 -0.0900 -0.1138 0.2420 1.0000 0.1558 -0.1015 -0.0694 1.0000 -0.4252 0.4169 1.0000 -0.2198 1.0000 77 Phụ lục 3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF Source SS df MS Model Residual 554840295 1.89280854 215 079262899 008803761 Total 2.44764884 222 011025445 LQD Coef SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.0289774 -.3234931 0052326 5104637 -.0275833 -.0336863 0069254 6853686 Std Err .0195242 1637532 0094461 1.257286 0173159 0151508 0011135 1751384 vif Variable VIF 1/VIF SIZE CA IRM INF ROA GDP LLD 2.78 2.73 1.61 1.49 1.48 1.34 1.32 0.360077 0.366406 0.620854 0.671443 0.674616 0.746926 0.759753 Mean VIF 1.82 t -1.48 -1.98 0.55 0.41 -1.59 -2.22 6.22 3.91 Number of obs F( 7, 215) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.139 0.049 0.580 0.685 0.113 0.027 0.000 0.000 = = = = = = 223 9.00 0.0000 0.2267 0.2015 09383 [95% Conf Interval] -.0674608 -.6462604 -.0133862 -1.967722 -.061714 -.0635495 0047307 3401605 0095059 -.0007258 0238515 2.98865 0065474 -.0038231 0091202 1.030577 78 Phụ lục 4: Kết kiểm định lựa chọn Pooled FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: STT Number of obs Number of groups = = 223 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.9 within = 0.3752 between = 0.0993 overall = 0.1935 corr(u_i, Xb) F(7,191) Prob > F = -0.1020 LQD Coef SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.0167106 -.4049969 0183351 -2.722777 -.0173095 -.0358383 006512 6187895 0383013 1538354 0081285 1.249261 0150805 0133949 0011702 2674269 sigma_u sigma_e rho 0682621 07197223 47356186 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -0.44 -2.63 2.26 -2.18 -1.15 -2.68 5.56 2.31 F(24, 191) = 0.663 0.009 0.025 0.031 0.252 0.008 0.000 0.022 7.27 16.39 0.0000 [95% Conf Interval] -.0922585 -.7084314 0023019 -5.186898 -.0470552 -.0622593 0042038 0913001 0588373 -.1015624 0343683 -.2586565 0124362 -.0094174 0088202 1.146279 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LQD[STT,t] = Xb + u[STT] + e[STT,t] Estimated results: Var LQD e u Test: sd = sqrt(Var) 0110254 00518 002622 1050021 0719722 0512059 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 122.50 0.0000 79 Phụ lục 6: Kết kiểm định lựa chọn FEM REM Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) fe1 re1 SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF -.0167106 -.4049969 0183351 -2.722777 -.0173095 -.0358383 006512 -.0231335 -.3927837 0156885 -1.864934 -.0191016 -.0345179 0065257 (b-B) Difference 0064229 -.0122132 0026465 -.8578428 0017921 -.0013204 -.0000137 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0298642 0593397 001785 4290809 0059333 0055578 0006762 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.39 Prob>chi2 = 0.0133 (V_b-V_B is not positive definite) 80 Phụ lục 7: Kết kiểm tra phƣơng sai thay đổi mơ hình Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (25) = Prob>chi2 = 284.74 0.0000 Phụ lục 8: Kết kiểm tra tự tƣơng quan mơ hình Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 24) = 21.085 Prob > F = 0.0001 Phụ lục 9: Kết hồi quy mơ hình yếu tố ảnh hƣởng tới khoản Source SS df MS Model Residual 554840295 1.89280854 215 079262899 008803761 Total 2.44764884 222 011025445 LQD Coef SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.0289774 -.3234931 0052326 5104637 -.0275833 -.0336863 0069254 6853686 Std Err .0195242 1637532 0094461 1.257286 0173159 0151508 0011135 1751384 t -1.48 -1.98 0.55 0.41 -1.59 -2.22 6.22 3.91 Number of obs F( 7, 215) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.139 0.049 0.580 0.685 0.113 0.027 0.000 0.000 = = = = = = 223 9.00 0.0000 0.2267 0.2015 09383 [95% Conf Interval] -.0674608 -.6462604 -.0133862 -1.967722 -.061714 -.0635495 0047307 3401605 0095059 -.0007258 0238515 2.98865 0065474 -.0038231 0091202 1.030577 81 Fixed-effects (within) regression Group variable: STT Number of obs Number of groups = = 223 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.9 within = 0.3752 between = 0.0993 overall = 0.1935 corr(u_i, Xb) F(7,191) Prob > F = -0.1020 LQD Coef SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.0167106 -.4049969 0183351 -2.722777 -.0173095 -.0358383 006512 6187895 0383013 1538354 0081285 1.249261 0150805 0133949 0011702 2674269 sigma_u sigma_e rho 0682621 07197223 47356186 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -0.44 -2.63 2.26 -2.18 -1.15 -2.68 5.56 2.31 F(24, 191) = 0.663 0.009 0.025 0.031 0.252 0.008 0.000 0.022 16.39 0.0000 [95% Conf Interval] -.0922585 -.7084314 0023019 -5.186898 -.0470552 -.0622593 0042038 0913001 7.27 0588373 -.1015624 0343683 -.2586565 0124362 -.0094174 0088202 1.146279 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: STT Number of obs Number of groups = = 223 25 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.9 within = 0.3730 between = 0.0719 overall = 0.2070 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) LQD Coef Std Err z SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.0231335 -.3927837 0156885 -1.864934 -.0191016 -.0345179 0065257 6560124 0253766 1457902 0081233 1.204071 0142439 0125282 0009881 1919513 sigma_u sigma_e rho 05120588 07197223 33607115 (fraction of variance due to u_i) -0.91 -2.69 1.93 -1.55 -1.34 -2.76 6.60 3.42 P>|z| 0.362 0.007 0.053 0.121 0.180 0.006 0.000 0.001 = = 105.97 0.0000 [95% Conf Interval] -.0728707 -.6785273 -.0002328 -4.224871 -.0470192 -.0590727 004589 2797947 0266037 -.1070401 0316098 4950025 008816 -.0099631 0084624 1.03223 82 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: STT Time variable : YEAR Number of instruments = 45 Wald chi2(7) = 4513.64 Prob > chi2 = 0.000 LQD Coef SIZE CA ROA LLD IRM GDP INF _cons -.2052518 -1.584722 0147379 2.944825 -.0045384 -.0196677 0054186 2.035091 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0309184 1274661 0029749 738768 0052353 0029595 0006025 2518296 z -6.64 -12.43 4.95 3.99 -0.87 -6.65 8.99 8.08 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.386 0.000 0.000 0.000 = = = = = 198 25 7.92 [95% Conf Interval] -.2658508 -1.834551 0089072 1.496866 -.0147994 -.0254683 0042377 1.541514 -.1446529 -1.334893 0205687 4.392784 0057227 -.0138672 0065995 2.528668 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.L.ROA GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/8).ROA Instruments for levels equation Standard L.ROA _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.ROA Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(37) = 90.51 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(37) = 19.41 weakened by many instruments.) -1.79 -1.44 Pr > z = Pr > z = 0.074 0.150 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.992 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(29) = 18.86 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 0.55 Prob > iv(L.ROA) Hansen test excluding group: chi2(36) = 16.90 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 2.51 Prob > chi2 = chi2 = 0.925 1.000 chi2 = chi2 = 0.997 0.113 83 Phụ lục 10: Danh sách ngân hàng thuộc mẫu nghiên cứu Danh sách ngân hàng thuộc mẫu nghiên cứu STT Viết tắt Tên ngân hàng Ngân hàng TMCP An Bình ABBank Ngân hàng TMCP Á Châu ACB Ng n hàng TMCP Đầu tƣ Phát triển Việt N m BIDV Ngân hàng Xuất Nhập Khẩu Việt N m EIB Ng n hàng TMCP Phát triển TP HCM HDBank Ngân hàng TMCP Kiên Long KienlongBank Ng n hàng TMCP Bƣu điện Lien Việt LienVietBank Ng n hàng TMCP Hàng Hải Việt N m Maritime Bank Ng n hàng TMCP Qu n Đội MB 10 Ngân hàng TMCP Nam Á NamABank 11 Ng n hàng TMCP Phƣơng Đông OCB 12 Ng n hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex PGBank 13 Ng n hàng TMCP Quốc d n NCB 14 Ng n hàng TMCP Sài G n Thƣơng Tín Sacombank 15 Ng n hàng TMCP Sài G n Công Thƣơng SaigonBank 84 16 Ngân hàng TMCP Đông N m Á SeaBank 17 Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội SHB 18 Ng n hàng TMCP Kỹ thƣơng Việt N m Techcombank 19 Ngân hàng TMCP Tiên Phong OCT 20 Ng n hàng TMCP Quốc tế Việt N m VIB 21 Ng n hàng TMCP Bản Việt VietCapitalBank 22 Ng n hàng TMCP Việt Á VietABank 23 Ng n hàng TMCP Ngoại thƣơng Việt N m VCB 24 Ng n hàng TMCP Công thƣơng Việt N m VietinBank 25 Ng n hàng TMCP Việt N m Thịnh Vƣợng VPBank ... - Các yếu tố ảnh hƣởng đến khoản NHTM cổ phần Việt Nam - Chiều hƣớng tác động yếu tố đến th nh hoản NHTM cổ phần Việt Nam nhƣ nào? - Các giải pháp nhằm nâng cao tính th nh hoản cho NHTM cổ phần. .. hơng đồng Vì vậy, tác giả thực nghiên cứu để cung cấp thêm chứng thực nghiệm hẳng định tác động củ số yếu tố đến th nh hoản NHTM cổ phần Việt N m 2.3 CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THANH KHOẢN Tổng hợp... thƣ ng yếu tố tác động đến th nh hoản củ NHTM đƣợc ph n biệt thành yếu tố bên (yếu tố nội sinh) yếu tố bên (yếu tố ngoại sinh) Những yếu tố nội sinh thu đƣợc từ báo cáo tài năm củ NHTM cổ phần