HQHĐKD từ hàm sản xuất (Inef), rủi ro DPTD (Loa_loss), rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Điều này, minh chứng sự phù hợp trong việc đưa ra mô hình phân tích tác động của ĐDH đến HQHĐKD ngân hàng và ĐDH đến rủi ro ngân hàng. Ngoài ra, kết quả của 2 kiểm định Arellano-Bond AR bậc 1 (đạt mức ý nghĩa 1%) và Arellano- Bond AR bậc 2 (không có ý nghĩa thống kê) xác nhận tầm quan trọng của việc sử dụng mô hình này. Điều này có nghĩa, để đánh giá tác động của các ĐDH đến HQHĐKD ngân hàng và các ĐDH đến rủi ro ngân hàng trong nghiên cứu là cần thiết và phù hợp để áp dụng mô hình phân tích ở trạng thái động của kỹ thuật ước lượng sai phân bậc một của moment tổng quát với 2 bước hiệu chỉnh (FDGMM).
Xét về phương diện của nội sinh, tính vững của mô hình hiệu chỉnh (sau khi áp dụng FDGMM) và tính phù hợp của biến công cụ (IV), kết quả kiểm định của Sargan của các mô hình đã xác nhận việc sử dụng biến công cụ của biến độ trễ ở bậc 2 là hợp lý, đúng đắn (không có bất kỳ bác bỏ nào cho giả thuyết biến công cụ là sai và không phù hợp ở cả 4 trường hợp của biến phụ thuộc ROA; Inef; Loa_loss; Sta_inef của tất cả các kiểm định) và xử lý hiện tượng nội sinh tiềm ẩn ở tất cả phương trình. Điều này phù hợp những biện luận được đặt ra bởi Anderson và Hsiao (1981); Arellano và Bond (1991); Roodman (2009) khi dùng chính biến quá khứ ở bậc 2 để giải quyết vấn
đề nội sinh của phương trình. Luận án nghiên cứu sử dụng kỹ thuât
ước lương sai
phân bâc
môt
của moment tổng quát với 2 bước hiêu
chỉnh, nên kết quả là chắc chắn
và vững (robust) hơn so với các nghiên cứu không sử dụng hiệu chỉnh này.
4.4. Kết quả tác động một chiều của đa dạng hóa đến hiệu quả hoạt động kinh doanh ngân hàng.
4.4.1. Kết quả mô hình tĩnh.
Áp dụng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát dành cho dữ liêu bảng
(GLS), kỹ thuật ước lượng cho phép chuyển đổi các thiên lệch gây ra cho mô hình hồi quy (vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan) theo Griffiths và ctg (1985); Davidson và MacKinnon (1993); Maddala và Lahiri (2006); Greene (2012). Luận án nghiên cứu ước lượng mô hình ở trạng thái tĩnh và kết quả tại phụ lục F. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu có được còn hạn chế, cụ thể, xét kết quả tác động biến phụ thuộc HQHĐKD (ROA), ĐDH tiền gửi, tín dụng và thu nhập tác động đến HQHĐKD
(ROA) có ý nghĩa thống kê và ĐDH tài sản tác động đến HQHĐKD (ROA) không có ý nghĩa thống kê. Như vậy cần xem xét thêm kết quả nghiên cứu khác, chưa thể đưa ra kết luận. Xét kết quả tác động biến phụ thuộc kém HQHĐKD (Inef), tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản và ĐDH thu nhập tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến mức độ kém HQHĐKD (Inef), tức ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động đồng biến và ĐDH thu nhập tác động nghịch, có ý nghĩa thống kê đến kém HQHĐKD. Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu sử dụng mô hình ước lượng ở trạng thái tĩnh, chưa giải quyết được vấn đề nội sinh tiềm ẩn, gây ra những ước lượng sai lệch cho mô hình nghiên cứu vì vậy chưa thể đưa ra kết luận cuối cùng. Do đó, luận án cần xem xét thêm mô hình ở trạng thái động khắc phục hiện tượng nội sinh gây ra bên trong phương trình (nếu có).
Kết quả nghiên cứu đưa ra, các chỉ số tập trung tác động đồng biến đến HQHĐKD, tức tăng tập trung thì tăng HQHĐKD hoặc tăng ĐDH thì càng kém HQHĐKD. Kết quả này phù hợp kết quả của nghiên cứu DeYoung và Roland (2001); Stiroh (2004); Acharya và ctg (2006); Cerasi và Daltung (2000); Laeven và Levine (2007); Morgan và Samolyk (2003). Đặc biệt, tương đồng kết quả nghiên cứu của Berger và ctg (2010) ở thị trường Trung Quốc, ĐDH tiền gửi, tín dụng và tài sản tác động nghịch biến đến HQHĐKD ngân hàng. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu của ĐDH thu nhập, có ý nghĩa thống kê (tối đa 5%), khi ĐDH tăng tác động HQHĐKD tăng và ngược lại.
Kết quả của nhóm các biến kiểm soát, rủi ro DPTD (Loa_loss) tác động ngược dấu, có ý nghĩa thống kê (1%) ở cả 4 mô hình đối với HQHĐKD, thể hiện gia tăng rủi ro DPTD làm giảm HQHĐKD ngân hàng và ngược lại. Tuy nhiên, biến rủi ro DPTD (Loa_loss) tác động đến kém hiệu quả hoạt động (Inef) không có ý nghĩa thống kê ở cả 4 mô hình. Tương tự, quy mô tài sản ngân hàng (Ln_asse) tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA) và tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến kém HQHĐKD (Inef) nhưng có ý nghĩa thống kê không đồng đều ở các phương trình, tức khi quy mô tài sản tăng làm tăng HQHĐKD và ngược lại.
Xét các biến kiểm soát khác, thị phần ngân hàng (Mar_shar) tác động nghịch biến, không có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD ngân hàng (ROA) và tác động đồng
biến, có ý nghĩa thống kê đến kém HQHĐKD ngân hàng (Inef), kết quả này ngược nghiên cứu Hamadi và Awdeh (2012), thị phần ngân hàng càng tăng tạo điều kiện thuận lợi cho ngân hàng. Vốn ngân hàng (Equ_asse) tác động đồng biến đến HQHĐKD ngân hàng (ROA) và tác động nghịch biến đến kém HQHĐKD ngân hàng (Inef) nhưng không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, tổng tín dụng ngân hàng (Tlo_asse) tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA). Tuy nhiên, tổng tín dụng ngân hàng (Tlo_asse) cũng tác động đồng biến đến kém HQHĐKD (Inef), có ý nghĩa thống kê. Kết quả này không đồng nhất cần xem xét thêm ở phần phân tích mô hình động, mô hình đồng thời. Như vậy, do hạn chế của ước lượng mô hình tĩnh, kết quả nghiên cứu của các biến kiểm soát không có ý nghĩa hoặc có ý nghĩa không đồng đều hoặc có kết quả chưa đồng nhất nên các kết quả này sẽ được xem xét có kết luận ở phần ước lượng mô hình động, mô hình đồng thời.
4.4.2. Kết quả mô hình động.
Khác với phần ước lượng trước, phần này đánh giá tác động của các ĐDH khi có yếu tố trễ trong mô hình, kết quả trình bày ở bảng 4.3. Như đã trình bày ở trên, các nghiên cứu của Berger và ctg (2010); Goddard và ctg (2004); Athanasoglou và ctg (2008); Naceur và Omran (2011) xác định vấn đề tiềm tàng của tương quan chuỗi, làm HQHĐKD của năm hiện tại có thể ước lượng được mức độ HQHĐKD của ngân hàng trong tương lai.
Từ bảng 4.3, kết quả kiểm định F test (đạt mức ý nghĩa 1%) và Arellano-Bond test AR bậc 1 (đạt mức ý nghĩa 1%) và AR bậc 2 (không có ý nghĩa thống kê) xác nhận mô hình của ĐDH tác động đến HQHĐKD ở trạng thái động là phù hợp và cần được phân tích bên cạnh mô hình ở trạng thái tĩnh. Kiểm định Sargan không có ý nghĩa thống kê, xác nhận việc sử dụng biến công cụ độ trễ ở bậc 2 là hợp lý, không có tự tương quan và đúng đắn trong mô hình FDGMM (không bác bỏ bất kỳ giả thiết biến công cụ sai và không phù hợp ở cả 4 mô hình). Điều này tương đồng với biện luận của Anderson và Hsiao (1981); Arellano và Bond (1991); Roodman (2009) khi dùng chính biến quá khứ ở bậc thứ 2 để giải quyết vấn đề nội sinh của phương trình.
Ngoài ra, luận án nghiên cứu sử dụng kỹ thuâṭ ước lương sai phân bâc 1 của moment
tổng quát vớ i 2 bước hiêu chỉnh, nên kết quả được chắc chắn và vững hơn so với việc
không hiệu chỉnh của các nghiên cứu trước đó.
Được hiệu chỉnh cho vấn đề nội sinh và mô hình ở trạng thái động, xét kết quả tác động ĐDH đến HQHĐKD (ROA), thể hiện sự tác động đồng biến của chỉ số tập trung (Foc index) ở cả 3 phương trình, tức 3 loại hình tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động đồng biến HQHĐKD (ROA), có ý nghĩa thống kê, tức 3 loại hình ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động nghịch biến đến HQHĐKD (ROA). Điều này có nghĩa, càng ĐDH thì HQHĐKD của ngân hàng càng thấp và ngược lại, thoả các giả thuyết H1a, H2a, H3a. Kết quả luận án khác biệt kết quả nghiên cứu của Shim (2019); Moudud-Ul-Huq (2019), ĐDH tín dụng, tài sản tác động tăng HQHĐKD. Tuy nhiên, tương đồng kết quả nghiên cứu của Chen và ctg (2018); Böninghausen và Köhler (2015); Laeven và Levine (2007); Acharya và ctg (2006). Đặc biệt, kết quả này tương đồng kết quả nghiên cứu của Berger và ctg (2010) ở thị trường Trung Quốc, các loại hình ĐDH tiền gửi, tín dụng và tài sản tác động nghịch biến đến HQHĐKD ngân hàng.
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu luận án của ĐDH thu nhập tác động đến HQHĐKD có kết quả ngược lại, tức ĐDH thu nhập tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA), thoả giả thuyết H4a. Kết quả nghiên cứu này khác biệt kết quả nghiên cứu của Duho và Onumah (2019); Vidyarthi (2019); Stiroh và ctg (2006); Vallascas và ctg (2012), đánh giá tác động ĐDH thu nhập trong bối cảnh các yếu tố rủi ro tiềm tàng, thiệt hại của HQHĐKD ngân hàng được tìm ra thay vì lợi ích như bản chất ban đầu nhưng tương đồng kết quả nghiên cứu của Ashyari và Rokhim (2020); Pisedtasalasai và Edirisuriya (2020); Lee và ctg (2014).
Xét kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong nước, đa phần tìm được nghiên cứu về quan hệ giữa ĐDH thu nhập và HQHĐKD. Kết quả nghiên cứu luận án khác biệt kết quả nghiên cứu của Nguyễn Minh Sáng và Trần Thị Thùy Linh (2018), tỷ lệ lãi cận biên tác động nghịch biến đến ĐDH thu nhậ p khi nghiên cứu tại 152 NHTM taị 5 quốc gia khu vực Asean (Indonesia, Thái Lan, Malaysia, Philippines, Việt Nam), giai
đoan 2005-2015. Tuy nhiên, tương đồng kết quả nghiên cứu của Vò Xuân Vinh và
Trần Thị Phương Mai (2015), ĐDH thu nhập tác động tăng lợi nhuận tại 37 NHTM ở
VN trong giai đoan 2006-2013; Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015),
ĐDH thu nhập tác động đồng biến với khả năng sinh lời ngân hàng tại 22 NHTM Việt Nam, giai đoạn 2007-2013.
Tương tự, từ bảng 4.3, xét kết quả nghiên cứu tác động ĐDH đến biến phụ thuộc kém HQHĐKD (Inef), tức tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản và ĐDH thu nhập tác động nghịch biến đến kém HQHĐKD (Inef), tất cả 4 phương trình đều có ý nghĩa thống kê, tức 3 ĐDH tiền gởi, tín dụng, tài sản tác động đồng biến đến chỉ số kém HQHĐKD (Inef) và ĐDH thu nhập tác động nghịch biến đến kém HQHĐKD (Inef), thoả các giả thuyết H1b, H2b, H3b, H4b. Kết quả này tương đồng kết quả tác động của 4 ĐDH tiền gởi, tín dụng, tài sản, thu nhập tác động đến HQHĐKD (ROA).
Như vậy, kết quả nghiên cứu luận án có khác biệt với một số nghiên cứu thực nghiệm nêu trên. Ngoài ra, kết quả luận án được ước lượng lần lượt trạng thái tĩnh, trạng thái động và kiểm nghiệm qua 2 đại diện khác nhau của HQHĐKD, trong đó HQHĐKD được đo lường bằng hàm sản xuất, đây là phương pháp tiếp cận mới nên kết quả có tính vững, đáng tin cậy.
Bảng 4.3: Kết quả tác động của đa dạng hóa đến hiệu quả hoạt động kinh doanh ngân hàng ở trạng thái động
ROA | ROA | ROA | ROA | |
L.ROA | 0.255*** | 0.203*** | 0.208** | 0.475*** |
(0.065) | (0.048) | (0.098) | (0.046) | |
L.inef | ||||
Foc_depo | 0.599** | |||
(0.258) | ||||
Foc_loan | 0.578*** | |||
(0.187) | ||||
Foc_asse | 0.368* | |||
(0.196) | ||||
Div_inco | 0.786*** | |||
(0.153) | ||||
Loa_loss | -63.351*** | -67.164*** | -68.332*** | -64.111*** |
(7.595) | (3.589) | (9.733) | (5.302) | |
Ln_asse | 0.033*** | 0.042*** | 0.035*** | 0.031*** |
(0.009) | (0.007) | (0.008) | (0.005) | |
Tlo_asse | -1.424*** | -1.912*** | -1.256** | 0.120 |
(0.484) | (0.610) | (0.535) | (0.346) | |
Mar_shar | -5.113*** | -0.731 | -0.774 | -2.025 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mô Tả Các Biến Trong Các Mô Hình Nghiên Cứu. -
Phương Pháp Ước Lượng Mô Hình Tĩnh. -
Thống Kê Mô Tả Các Thành Phần Của Đa Dạng Hóa -
Kết Quả Tác Động Đồng Thời Của Đa Dạng Hóa, Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh Và Rủi Ro Ngân Hàng. -
Kết Quả Tác Động Đồng Thời Của Đa Dạng Hóa, Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh Và Rủi Ro Ngân Hàng -
Đa dạng hóa, hiệu quả và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam - 19
Xem toàn bộ 261 trang tài liệu này.
(1.818) | (1.434) | (0.997) | (2.018) | |
Equ_asse | 4.193** | 0.620 | 3.805 | 1.603*** |
(1.629) | (0.657) | (2.571) | (0.494) | |
Số quan sát | 275 | 269 | 275 | 275 |
F(7,25) | 278.84 | 1777.57 | 1076.22 | 445.74 |
Pro > F | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(1) | -3.260 | -3.030 | -2.730 | -3.790 |
Pr > z | 0.001 | 0.002 | 0.006 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(2) | 0.620 | 0.040 | 0.540 | 0.010 |
Pr > z | 0.537 | 0.968 | 0.588 | 0.990 |
Sargan_overid chi2 | 43.850 | 40.050 | 40.250 | 15.360 |
Pro > chi2 | 0.162 | 0.295 | 0.288 | 0.804 |
Tác động của đa dạng hóa đến kém HQHĐKD (Inef) | ||||
Inef | Inef | Inef | Inef | |
L.ROA | ||||
L.inef | 0.9611864*** | 0.9611877*** | 0.9611865*** | 0.9611871*** |
(0.0000011) | (0.0000005) | (0.0000003) | (0.0000004) | |
Foc_depo | -0.0000019* | |||
(0.0000011) | ||||
Foc_loan | -0.0000011* | |||
(0.0000006) | ||||
Foc_asse | -0.0000012* | |||
(0.0000007) | ||||
Div_inco | -0.0000006* | |||
(0.0000003) | ||||
Loa_loss | 0.0000107 | 0.0000336 | 0.0000198 | 0.0000154 |
(0.0000354) | (0.0000205) | (0.0000164) | (0.0000206) | |
Ln_asse | -0.0000000 | -0.0000000 | -0.0000000 | -0.0000000** |
(0.0000000) | (0.0000000) | (0.0000000) | (0.0000000) | |
Tlo_asse | 0.0000012 | 0.0000023 | 0.0000003 | 0.0000009 |
(0.0000035) | (0.0000016) | (0.0000014) | (0.0000016) | |
Mar_shar | 0.0000110 | 0.0000093*** | -0.0000058 | 0.0000079* |
(0.0000113) | (0.0000031) | (0.0000044) | (0.0000042) | |
Equ_asse | -0.0000017 | -0.0000003 | -0.0000013 | 0.0000005 |
(0.0000086) | (0.0000036) | (0.0000030) | (0.0000027) | |
Số quan sát | 240 | 234 | 240 | 240 |
F(7,25) | 6.23e+12 | 6.95e+14 | 1.59e+13 | 7.77e+13 |
Pro > F | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
-3.290 | -3.020 | -3.350 | -3.890 | |
Pr > z | 0.001 | 0.003 | 0.001 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(2) | 0.290 | -0.330 | 0.060 | 0.110 |
Pr > z | 0.769 | 0.742 | 0.954 | 0.913 |
Sargan_overid chi2 | 4.900 | 15.450 | 72.660 | 22.040 |
Pro > chi2 | 0.556 | 0.800 | 0.268 | 0.967 |
Ghi chú: Tác động này được xét trên cả 4 loại hình ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản, thu nhập và 2 phương diện của HQHĐKD (ROA) và kém HQHĐKD (Inef). Sử dụng phương pháp kỹ thuật ước lượng sai phân bậc một của moment tổng quát với 2 bước hiệu chỉnh (FDGMM). Kết quả thể hiện mức ý nghĩa giá trị P 1%, 5%, và 10% tương đương cho ***, ** và *.
(Nguồn: Tổng hợp kết quả nghiên cứu từ sử dụng phần mền Stata 16.)
Xét kết quả của nhóm các biến kiểm soát, rủi ro DPTD (Loa_loss) tác động nghịch biến có mức ý nghĩa thống kê (1%) đến HQHĐKD (ROA) ở cả 4 mô hình, tuy nhiên rủi ro DPTD (Loa_loss) tác động đến kém HQHĐKD (Inef) không có ý nghĩa. Biến này thể hiện mức độ tổn thất tín dụng nhằm giải thích mức độ kỳ vọng RRTD. Kết quả nghiên cứu đưa ra việc gia tăng rủi ro DPTD làm giảm HQHĐKD ngân hàng và ngược lại, tương đồng kết quả nghiên cứu Berger và ctg (2010). Ngoài ra, quy mô tài sản (Ln_asse) tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA) cả 4 phương trình, tức khi quy mô tài sản tăng làm tăng HQHĐKD. Tuy nhiên, quy mô tài sản (Ln_asse) tác động đến kém HQHĐKD (Inef) không có ý nghĩa thống kê.
Các biến kiểm soát khác như tổng tín dụng ngân hàng (Tlo_asse), thị phần ngân hàng (Mar_shar) tác động nghịch biến đến HQHĐKD ngân hàng (ROA). Cụ thể, tổng tín dụng ngân hàng (Tlo_asse) tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD, tương đồng kết quả nghiên cứu của Maudos và Solís (2009); Valverde và Fernández (2007). Tuy nhiên, tổng tín dụng ngân hàng (Tlo_asse) tác động đồng biến, không có ý nghĩa thống kê đến kém HQHĐKD. Ngoài ra, thị phần ngân hàng (Mar_shar) tác động nghịch biến đến HQHĐKD ngân hàng và tác động đồng biến đến kém HQHĐKD (Inef), có ý nghĩa ở ĐDH tiền gửi, ĐDH tín dụng, ĐDH thu nhập. Kết quả này khác với nghiên cứu Hamadi và ctg, (2012), thị phần ngân hàng càng tăng tạo điều kiện thuận lợi cho ngân hàng. Và cuối cùng, vốn ngân hàng (Equ_asse) tác động đồng biến đến HQHĐKD ngân hàng (ROA), tương đồng kết quả
nghiên cứu của Berger và ctg (2010), khi tỷ số vốn chủ sở hữu/tổng tài sản tăng làm tăng HQHĐKD. Tuy nhiên, kết quả biến kiểm soát nêu trên không có ý nghĩa đồng thời ở 4 mô hình nên kết quả tác động của các biến kiểm soát này còn nhiều hạn chế.
4.5. Kết quả tác động một chiều của đa dạng hóa đến rủi ro ngân hàng
4.5.1. Kết quả mô hình tĩnh.
Sử dụng phương pháp dữ liệu bảng Driscoll-Kraay ở trạng thái tĩnh, các kiểm định thống kê có mức ý nghĩa 1% (pro>F) ở hầu hết các trường hợp phân tích. Điều này minh chứng việc sử dụng các biến đưa vào phương trình phù hợp và nhất quán. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu ở trạng thái tĩnh tại phụ lục G còn hạn chế, cụ thể, tất cả các hệ số ước lượng của chỉ số tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản và ĐDH thu nhập ở các phương trình hồi quy tác động đến rủi ro DPTD (Loa_loss) không có ý nghĩa thống kê. Tương tự, kết quả của tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản và ĐDH thu nhập tác động đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, chưa thể đưa ra được kết luận. Nguyên nhân có thể do vấn đề tiềm tàng của sự thiên lệch các hệ số hồi quy của phương trình, các thiên lệch xuất phát từ những tác động tiềm ẩn trong quá khứ (yếu tố độ trễ) và tồn tại hiện tượng nội sinh đang xảy ra trong mô hình. Chính vì vậy, để giải quyết vấn đề này, luận án sử dụng phương pháp ước lượng các ĐDH tác động đến rủi ro ngân hàng ở trạng thái động, đồng thời.
Kết quả các biến kiểm soát tại phụ lục G, thị phần ngân hàng (Mar_shar), chi phí hoạt động ngân hàng (Exp_asse) tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss), tức thị phần ngân hàng và chi phí hoạt động ngân hàng càng lớn tác động rủi ro càng cao. Tuy nhiên, khi xét tác động của thị phần ngân hàng (Mar_shar), chi phí hoạt động ngân hàng (Exp_asse) đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, tín dụng ròng ngân hàng (Nlo_asse) tác động nghịch biến với rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Tương tự, tổng chi phí ngân hàng (Cos_inco) tác động không có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Đây là điểm còn hạn chế do có thể tồn tại ước lượng thiên lệch do vấn đề nội sinh gây ra bên trong mô hình, nên luận án thực hiện nghiên cứu đánh giá thêm ở mô hình động và mô hình đồng thời.