4.5.2. Kết quả mô hình động.
Do những hạn chế của ước lượng ở trạng thái tĩnh, luận án thực hiện ước lượng tác động các tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản và ĐDH thu nhập đến rủi ro ngân hàng bao gồm rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) ở thái động. Khi phân tích các mô hình ước lượng dành cho các ngân hàng, cần thiết xem xét tồn tại vấn đề tiềm ẩn của tác động trong quá khứ đối với các giá trị của hiện tại và gây ra các thiên lệch của tương quan chuỗi (Goddard và ctg, 2004; Athanasoglou và ctg, 2008; Berger và ctg, 2010; Naceur và Omran, 2011). Do đó, luận án đánh giá tác động của ĐDH đến các rủi ro ngân hàng bằng kỹ thuật sai phân bậc một của mô men tổng quát (FDGMM). Như trình bày ở phương pháp nghiên cứu, kỹ thuật này cho phép đưa vào yếu tố trễ trong quá khứ để xử lý hiện tượng tương quan chuỗi tiềm ẩn và áp dụng biến công cụ ở quá khứ bậc 2 của chính biến nội sinh để giải quyết hiện tượng nội sinh (Anderson và Hsiao, 1981; Arellano và Bond, 1991; Roodman, 2009). Kết quả của bảng 4.4, kiểm định của F test (đạt mức ý nghĩa 1%) ở tất cả các trường hợp của mô hình ước lượng (bao gồm biến phụ thuộc là rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef)). Như vậy, các mô hình phân tích tác động của ĐDH đến các rủi ro ngân hàng là phù hợp. Điều này cũng được xác định bởi 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), tức đánh giá tác động của các ĐDH đến các rủi ro ngân hàng xét trong bối cảnh nghiên cứu của luận án là cần thiết và phù hợp áp dụng mô hình phân tích ở trạng thái động của kỹ thuật ước lượng sai phân bậc 1 của
moment tổng quát với 2 bước hiệu chỉnh (FDGMM).
Ngoài ra, các kiểm định khác, như kiểm định Sargan xác nhận việc sử dụng biến công cụ của biến độ trễ ở bậc 2 là hợp lý và đúng đắn (không bác bỏ bất kỳ giả thiết biến công cụ là sai và không phù hợp ở cả 2 trường hợp của Loa_loss và Sta_inef). Điều này phù hợp biện luận của Anderson và Hsiao (1981); Arellano và Bond (1991; Roodman, (2009), khi dùng chính biến quá khứ ở bậc thứ 2 giải quyết vấn đề nội sinh
của phương trình. Luận án sử dụng kỹ thuât
ước lương sai phân bâc
1 của moment
tổng quát với 2 bước hiêu chỉnh, nên kết quả có được là chắc chắn và vững hơn.
Kết quả ước lượng tác động của tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản đến rủi ro
ngân hàng có ý nghia
thống kê và giá trị dương, tức tập trung tiền gửi, tín dụng, tài
sản ở các phương trình tác động đồng biến đến rủi ro DPTD (Loa_loss), tức ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động nghịch biến các rủi ro DPTD (Loa_loss). Kết quả này thỏa các giả thuyết H5a, H6a, H7a. Tương tự, các tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef), tức ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động nghịch biến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Kết quả này thỏa các giả thuyết H5b, H6b, H7b. Điều này minh chứng, khi ngân hàng đưa
ra quyết đinh thưc
hiên
tâp
trung tiền gửi, tín dụng, tài sản (tức ít đa dang hóa) làm
gia tăng rủi ro ngân hàng và ngược lại. Kết quả luận án này khác biệt kết quả nghiên cứu của Al-kayed và Aliani (2020) tại ngân hàng Hồi Giáo tại 26 ngân hàng các quốc gia vùng vịnh, thời gian 2010–2018; Yang và ctg (2020) tại 275 ngân hàng Mỹ, thời gian 2000-2013; Berger và ctg (2010), ĐDH tác động đồng biến rủi ro ngân hàng tại 88 ngân hàng Trung Quốc, giai đoạn 1996-2006. Tuy nhiên, tương đồng kết quả nghiên cứu của Abuzayed và ctg (2018) tại 107 ngân hàng tại 6 nước Vùng Vịnh thời gian 1999-2014 và các lý thuyết cổ điển về phân tán rủi ro, khi các ngân hàng đưa ra
các quyết định thưc
hiên
ít ĐDH các danh muc, dẫn đến việc làm tăng xác suất gánh
chiu
rủi ro về căng thẳng tài chính, cũng như rủi ro của việc bỏ tất cả “mọi thứ vào
một rổ” (Boyd và Graham, 1988; Rose, 1989; Templeton và Severiens, 1992).
Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu luận án của ĐDH thu nhập tác động đến rủi ro ngân hàng ngược lại, tức ĐDH thu nhập tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Kết quả này thỏa các giả thuyết H8a và H8b. Điều này có nghĩa, khi ĐDH thu nhập càng tăng, thì rủi ro ngân hàng càng tăng và ngược lại. Kết quả luận án khác biệt kết quả nghiên cứu của Kim và ctg (2020); Pennathur và ctg (2012); Mercieca và ctg (2007), ĐDH thu nhập tác động giảm rủi ro nhưng tương đồng kết quả nghiên cứu của Liang và ctg (2020); Stiroh (2004), ĐDH thu nhập tác động đồng biến đến các rủi ro tại ngân hàng. Xét tình hình các nghiên cứu tại Việt Nam về ĐDH và rủi ro, kết quả của luận án có khác biệt kết quả nghiên cứu của Nguyen và Vo (2015) tại 32 NHTM, giai đoạn 2005- 2012, ĐDH cấu trúc thu nhập tương quan nghịch biến, có ý nghĩa đến rủi ro phá sản.
Tuy nhiên, tương đồng kết quả nghiên cứu của Vò Xuân Vinh và Trần Thị Phương
Mai (2015) tại 37 NHTM ở VN giai đoan 2006-2013, ĐDH thu nhập tác động tăng
rủi ro ngân hàng; Nguyễn Minh Sáng và Trần Thị Thùy Linh (2018) tỷ lệ nợ xấu tác động cùng chiều đến ĐDH thu nhập tại 152 NHTM của 5 quốc gia khu vực Asean
(Indonesia, Thái Lan, Malaysia, Philippines, Việt Nam), giai đoan 2005-2015.
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 rủi ro, trong đó rủi ro ngân hàng được đo lường bằng hàm sản xuất kỹ thuật, đây là phương pháp tiếp cận mới nên kết quả có tính vững, đáng tin cậy.
Tác động của đa dạng hóa đến rủi ro dự phòng tín dụng (Loa_loss) | ||||
Loa_loss | Loa_loss | Loa_loss | Loa_loss | |
L.loa_loss | 0.01189 | 0.08790 | -0.01326 | 0.17947*** |
(0.10718) | (0.08012) | (0.06701) | (0.04570) | |
L.Sta_inef | ||||
Foc_depo | 0.00424*** | |||
(0.00109) | ||||
Foc_loan | 0.00887** | |||
(0.00354) | ||||
Foc_asse | 0.00645*** | |||
(0.00152) | ||||
Div_inco | 0.00614*** | |||
(0.00154) | ||||
Mar_shar | 0.00624 | 0.10547** | -0.03315 | -0.00288 |
(0.02396) | (0.04139) | (0.02173) | (0.03429) | |
Exp_asse | 0.54844*** | 0.66861*** | 0.59655*** | 0.35652*** |
(0.16365) | (0.10476) | (0.10535) | (0.11712) | |
Cos_inco | 0.00010** | 0.00005 | 0.00014*** | 0.00009** |
(0.00004) | (0.00007) | (0.00003) | (0.00003) | |
Nlo_asse | 0.00004* | 0.00011*** | -0.00004 | -0.00001 |
(0.00002) | (0.00002) | (0.00003) | (0.00003) | |
Số quan sát | 259 | 253 | 259 | 259 |
F(6,25) | 62.940 | 57.460 | 227.230 | 128.050 |
Pro > F | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(1) | -2.200 | -2.790 | -2.990 | -4.280 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Phương Pháp Ước Lượng Mô Hình Tĩnh. -
Thống Kê Mô Tả Các Thành Phần Của Đa Dạng Hóa -
Kết Quả Tác Động Một Chiều Của Đa Dạng Hóa Đến Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh 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 -
Đa dạng hóa, hiệu quả và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam - 20
Xem toàn bộ 261 trang tài liệu này.
0.028 | 0.005 | 0.003 | 0.000 | |
Arellano-Bond AR(2) | -0.740 | -1.470 | -4.110 | -1.540 |
Pr > z | 0.258 | 0.143 | 0.133 | 0.123 |
Sargan_overid chi2 | 42.120 | 17.220 | 52.050 | 22.120 |
Pro > chi2 | 0.509 | 0.926 | 0.375 | 0.942 |
Tác động của đa dạng hóa đến rủi ro kém hiệu quả ổn định (Sta_inef) | ||||
Sta_inef | Sta_inef | Sta_inef | Sta_inef | |
L.loa_loss | ||||
L.sta_inef | 0.622669055*** | 0.622669098*** | 0.622668997*** | 0.622669094*** |
(0.000000065) | (0.000000072) | (0.000000056) | (0.000000075) | |
Foc_depo | 0.000000093** | |||
(0.000000040) | ||||
Foc_loan | 0.000000121** | |||
(0.000000057) | ||||
Foc_asse | 0.000000038* | |||
(0.000000019) | ||||
Div_inco | 0.000000105** | |||
(0.000000046) | ||||
Mar_shar | -0.000000576 | -0.000001087 | 0.000000134 | -0.000000036 |
(0.000000472) | (0.000001111) | (0.000000464) | (0.000000537) | |
Exp_asse | 0.000004444 | 0.000007069** | -0.000002223 | 0.000000693 |
(0.000002610) | (0.000003107) | (0.000001804) | (0.000003792) | |
Cos_inco | 0.000000001*** | -0.000000000 | -0.000000000 | 0.000000000 |
(0.000000000) | (0.000000001) | (0.000000001) | (0.000000001) | |
Nlo_asse | -0.000000001 | -0.000000002 | 0.000000001* | -0.000000000 |
(0.000000001) | (0.000000003) | (0.000000000) | (0.000000001) | |
Số quan sát | 192 | 189 | 192 | 192 |
F(6,25) | 28.520 | 78.880 | 93.350 | 45.860 |
Pro > F | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(1) | -3.290 | -3.140 | -3.240 | -3.240 |
Pr > z | 0.001 | 0.002 | 0.001 | 0.000 |
Arellano-Bond AR(2) | 1.350 | 1.470 | 1.590 | 1.230 |
Pr > z | 0.176 | 0.140 | 0.104 | 0.212 |
Sargan_overid chi2 | 24.940 | 37.510 | 54.170 | 41.720 |
Pro > chi2 | 0.466 | 0.446 | 0.931 | 0.612 |
Ghi chú: Tác động này được xét trên cả 4 loại hình ĐDH tín dụng, tài sản, tiền gửi, thu nhập và 2 hình thái rủi ro – rủi ro DPTD và rủi ro KHQOĐ. 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.)
Kết quả của các biến kiểm soát tại bảng 4.4, thị phần ngân hàng (Mar_shar), chi phí hoạt động ngân hàng (Exp_asse) tác động đồng biến đến rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) có ý nghĩa không đồng đều ở các phương trình, tức là thị phần ngân hàng (Mar_shar) và chi phí hoạt động ngân hàng (Exp_asse) càng lớn tác động làm tăng rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Ngoài ra, tín dụng ròng ngân hàng (Nlo_asse) tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê với rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) nhưng không đồng đều ở các phương trình. Do đó, kết quả đưa ra khi ngân hàng gia tăng tín dụng ròng sẽ tăng rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef).
Bên cạnh đó, tổng chi phí ngân hàng (Cos_inco) tác động đồng biến đến rủi ro DPTD (Loa_loss), đồng nhất các mô hình. Điều này, có ý nghĩa khi chất lượng quản trị càng thấp, làm tăng chi phí hoạt động gây ảnh hưởng xấu đến ngân hàng, tức rủi ro DPTD (Loa_loss) tăng. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Maudos và Solís (2009; Hamadi và Awdeh (2012), tăng tổng chi phí ngân hàng làm giảm HQHĐKD ngân hàng, gây rủi ro. Tương tự, kết quả đưa ra tổng chi phí ngân hàng tác động đồng biến đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef).
4.6. Kết quả tác động đồng thời của đa dạng hóa, hiệu quả hoạt động kinh doanh và rủi ro ngân hàng.
4.6.1. Đa dạng hóa, hiệu quả hoạt động kinh doanh và rủi ro ngân hàng.
Sau khi phân tích đánh giá tác động một chiều của ĐDH đến HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, luận án thực hiện phân tích đánh giá các mối quan hệ ở cơ chế đồng thời. Hướng tiếp cận đồng thời phát sinh từ thực tiễn trong chu trình vận hành của hoạt động ngân hàng. Các mối quan hệ tác động qua lại phức tạp, yếu tố này có thể tiềm tàng ước lượng yếu tố kia và ngược lại. Đây cũng là khuyến nghị đối với các trường hợp của thị trường tài chính ngân hàng, được xem xét toàn diện và phổ quát (Chen và Steiner, 1999). Hệ phương trình chạy đồng thời bằng kỹ thuật ước lượng hồi quy “hệ thống biểu thức gần như không tương quan”– SUR của Zellner (1962), các yếu tố tác động của ĐDH, HQHĐKD và rủi ro sẽ được thực hiện đồng thời theo 3 giai đoạn (a), (b), (c).
Kết quả nghiên cứu ở giai đoạn (a)-bảng 4.5, với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, HQHĐKD (ROA) tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản, tức HQHĐKD (ROA) tác động nghịch biến và có ý nghĩa thống kê đến các ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản. Xét kết quả tác động đồng thời ngược lại ở giai đoạn (c)–bảng 4.5, tập trung tiền gửi, tài sản tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA), tức ĐDH tiền gửi, tài sản tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA). Riêng tập trung tín dụng tác động đến HQHĐKD (ROA) không có ý nghĩa thống kê, chỉ có ý nghĩa chiều ngược lại. Do đó, kết quả nghiên cứu thỏa các giả thuyết H9a, H11a, không thỏa giả thuyết H10a (vì không có ý nghĩa chiều tác động ĐDH tín dụng đến HQHĐKD ngân hàng (ROA)). Kết quả nghiên cứu luận án khác biệt kết quả của nghiên cứu ĐDH tác động đồng biến với HQHĐKD ngân hàng tại 29 quốc gia Châu Phi của Sissy và ctg (2017); nghiên cứu ĐDH gia tă ng HQHĐKD tại các ngân hàng
nước ngoài tai
Luxembourg của Curi và ctg (2015). Tuy nhiên, tương đồng các kết
quả của nghiên cứu ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động HQHĐKD tại các ngân
hàng Trung Quốc của Berger và ctg (2010); nghiên cứu ĐDH danh muc cho vay tại
NHTM và các điṇ h chế tài chính trung gian Đứ c của Böninghausen và Köhler (2015); nghiên cứu ĐDH tài sản ngân hàng tại 43 quốc gia của Laeven và Levine (2007).
Bên cạnh đó, kết quả giai đoạn (a)–bảng 4.5 với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro, HQHĐKD (ROA) tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến ĐDH thu nhập. Kết quả giai đoạn (c)–bảng 4.5, ĐDH thu nhập tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê với HQHĐKD (ROA), kết quả nghiên cứu luận án thỏa giả thuyết H12a, khác biệt kết quả nghiên cứu ĐDH thu nhập tác động nghịch biến giá trị hay lợi ích của tổ chức tài chính tại 43 quốc gia của Laeven và Levine (2007) nhưng tương đồng với kết quả của nghiên cứu tác động một chiều của Baele và ctg (2007), ĐDH doanh thu và HQHĐKD tại 17 nước Châu Âu; nghiên cứu ĐDH thu
nhậ p, mở rộ ng các hoat
độ ng phi lãi, làm tă ng lơi
nhuậ n tại 23 ngân hàng trong nước
và 16 ngân hàng nước ngoài trên lãnh thổ Philippines của Mercieca và ctg (2007).
Như vậy, kết quả nghiên cứu luận án là kết quả nghiên cứu tác động đồng thời. Đây là phương pháp tiếp cận nghiên cứu mới mà luận án thực hiện. Kết quả quan hệ
tương quan các ĐDH tiền gửi, tài sản tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê với HQHĐKD (ROA) và ĐDH thu nhập tác động đồng biến có ý nghĩa thống kê với HQHĐKD (ROA) đồng nhất kết quả trong 2 trường hợp mô hình phương trình đồng thời với biến rủi ro là rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Do đó, kết quả có tính vững cao, thỏa các giả thuyết H9a, H11a, H12a, không thỏa giả thuyết H10a.
Tại giai đoạn (a)-bảng 4.5, với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) tác động đồng biến, có ý nghĩa thống kê đến tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản, tức rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến các ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản. Xét kết quả tác động đồng thời ngược lại ở giai đoạn (b)–bảng 4.5, với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, tập trung tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss), tức các ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động nghịch biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss). Như vậy, kết quả này thỏa các giả thuyết H13a, H14a, H15a. Tương tự, với cơ chế tác động đồng thời, tập trung tiền gửi, tín dụng tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef), tức các ĐDH tiền gửi, tín dụng tác động nghịch biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Riêng chỉ số tập trung tài sản tác động nghịch biến đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef), ngược dấu chiều tác động kết quả của tập trung tiền gửi, tín dụng đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef), tuy nhiên không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả ĐDH tiền gửi, tín dụng và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) có quan hệ tác động ngược chiều, có ý nghĩa thống kê nên thỏa giả thuyết H13b, H14b. Riêng giả thuyết H15b không thỏa.
Kết quả nghiên cứu luận án là kết quả nghiên cứu tác động đồng thời. Đây là phương pháp tiếp cận nghiên cứu mới mà luận án thực hiện. Kết quả này khác biệt kết quả nghiên cứu tác động một chiều của Baele và ctg (2007); Acharya và ctg (2006) tại 105 ngân hàng ở Italy nhưng tương đồng kết quả nghiên cứu tác động một chiều của Stiroh (2004) tại ngân hàng cộng đồng; nghiên cứu của Sissy và ctg (2017)
tại 320 ngân hàng tai NHTM Việt Nam.
29 quốc gia Châu Phi; nghiên cứu Nguyen và Vo (2015) tại 32
Bên cạnh đó, tại giai đoạn (a)–bảng 4.5, với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến ĐDH thu nhập, tức khi ngân hàng gia tăng rủi ro sẽ tác động gia tăng ĐDH thu nhập và ngược lại. Ngoài ra, tại giai đoạn (b), ĐDH thu nhập tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Kết quả này thỏa các giả thuyết H16a và H16b. Kết quả nghiên cứu của luận án là kết quả nghiên cứu tác động đồng thời và khác biệt so với kết quả nghiên cứu của Mercieca và ctg (2007) tại 23 ngân hàng trong nước và 16 ngân hàng nước ngoài trên lãnh thổ Philippines. Tuy nhiên tương
đồng kết quả nghiên cứu của Stiroh (2004), ĐDH thu nhập tác động đồng biến đến
các rủi ro tại ngân hàng cộng đồng.
Kết quả tác động của ĐDH tiền gửi, tín dụng, tài sản tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss) và ĐDH thu nhập tác động đồng biến có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD (Loa_loss). Tương tự, kết quả tác động ĐDH tiền gửi, tín dụng (ĐDH tài sản không có ý nghĩa thống kê) tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) và ĐDH thu nhập tác động đồng biến có ý nghĩa thống kê đến rủi ro KHQOĐ (Sta_inef). Do đó, kết quả nghiên cứu một lần nữa được khẳng định, có tính vững cao.
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 tác động đồng thời và kiểm nghiệm qua 2 đại diện khác nhau của HQHĐKD, trong đó HQHĐKD ngân hàng được đo lường bằng hàm sản xuất kỹ thuật, đây là phương pháp tiếp cận mới đóng góp về mặt học thuật và kết quả có tính vững, đáng tin cậy.
Kết quả hồi quy giai đoạn (c)-bảng kết quả 4.5, với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro ngân hàng, rủi ro DPTD (Loa_loss) và rủi ro KHQOĐ (Sta_inef) tác động nghịch biến và có ý nghĩa thống kê đến HQHĐKD (ROA). Tương tự, hồi quy giai đoạn (b)-bảng kết quả 4.5 với sự tác động đồng thời ĐDH, HQHĐKD và rủi ro, HQHĐKD (ROA) tác động nghịch biến, có ý nghĩa thống kê đến rủi ro DPTD