0386 phân tích các yếu tố tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng của các ngân hàng thương mại việt nam

( TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HCM – SỐ 10 (3) 2015 ) ( 27 ) PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN DỰ PHÒNG RỦI RO TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Ngày nhận bài 10/03/2015 Nguyễn V[.]

TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN DỰ PHỊNG RỦI RO TÍN DỤNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Nguyễn Văn Thuận1 Dương Hồng Ngọc2 Ngày nhận bài: 10/03/2015 Ngày nhận lại: 27/05/2015 Ngày duyệt đăng: 10/07/2015 TÓM TẮT Bài viết phân tích yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam (gồm 27 NHTM Việt Nam từ 2008-2013) Dựa lý thuyết liên quan khảo sát nghiên cứu trước dự phịng rủi ro tín dụng nước phát triển nước phát triển, tác giả xây dựng mơ hình giả thuyết để phân tích tìm yếu tố tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Kết nghiên cứu tìm thấy thu nhập lãi rịng cận biên, tỷ lệ nợ xấu quy mô ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng, cịn thu nhập tổng tài sản có tác động ngược chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Với kết nghiên cứu thu được, nghiên cứu cung cấp thông tin yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Từ đóng góp hữu ích cho quan nhà quản trị đề sách cải thiện rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Từ khóa: rủi ro tín dụng, trích lập dự phịng, NHTM Việt Nam ABSTRACT This paper analyzes the factors affecting the credit risk provisions of Vietnam's commercial banks (including 27 commercial banks in Vietnam from 2008-2013) Based on relevant theories and previous research surveys, the most consistent models and assumptions are considered to be used for figuring out the factors impacting credit risk provisions in the Vietnam commercial banks The findings indicate that Marginal Net Interest Income, Bad Debts Ratio and Bank Size have positive movements with the ratio of credit risk provisions, whereas Return on total Assets does negatively For further purpose, the findings would be useful for agencies and administrators to set policies related to the credit risk of commercial banks in Vietnam Keywords: credit Risk, Provisions, Vietnam Commercial Banks Giới thiệu Thực tế nợ xấu ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam thể qua nhiều số khác không đồng nhất, cụ thể là: theo báo cáo tổ chức tín dụng, theo báo cáo ban tra giám sát NHNN theo đánh giá tổ chức tín nhiệm nước ngồi Đồng thời, báo cáo nợ xấu qua năm có biến động bất thường Từ nợ xấu việc trích lập dự phòng khác NHTM qua năm Những năm gần đây, ngân hàng Nhà nước (NHNN) thực tái TS, Trường Đại học Mở TP.HCM Trường Đại học Mở TP.HCM TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 cấu hệ thống NHTM yêu cầu NHTM xác định nợ xấu phù hợp từ trích lập dự phịng qui định, từ việc trích lập dự phịng NHTM thực đầy đủ nghiêm túc hơn, làm cho lợi nhuận giảm mạnh chí có ràng buộc việc chia cổ tức,… Trong bối cảnh đó, việc nghiên cứu yếu tố tác động đến trích lập dự5phịng NHTM cần thiết có ý nghĩa thực tế Như vậy, vấn đề đặt nhà quản trị xác định trích lập dự phòng chịu tác động yếu tố Trên giới có TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 nhiều nghiên cứu thực nghiệm vấn đề nhiên nghiên cứu vấn đề dường chưa nghiên cứu Việt Nam Điều cho thấy nghiên cứu phân tích yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam cần thiết Cơ sở lý thuyết rủi ro dự phịng rủi ro tín dụng 2.1 Rủi ro tín dụng Có nhiều cách tiếp cận khái niệm rủi ro tín dụng hoạt động kinh doanh ngân hàng Theo khoản điều định 493/2005/QĐ-NHNN ngày 22/4/2005 Thống đốc NHNN: “Rủi ro tín dụng hoạt động ngân hàng tổ chức tín dụng khả xảy tổn thất hoạt động ngân hàng tổ chức tín dụng khách hàng khơng thực khơng có khả thực nghĩa vụ theo cam kết” Crouhy (2006) cho rủi ro tín dụng phát sinh trình cấp tín dụng biểu qua việc khách hàng không muốn hay thực nghĩa vụ trả nợ hạn Theo Fitch (2006), trích Lê Nguyễn Phương Ngọc (2007), rủi ro tín dụng loại rủi ro xảy người vay khơng tốn nợ theo thỏa thuận hợp đồng dẫn đến sai hẹn nghĩa vụ trả nợ Anthony (1997) khẳng định rủi ro tín dụng phát sinh từ việc khơng sẵn sàng khơng có khả thực theo cam kết hợp đồng tín dụng khách hàng vay 2.2 Dự phịng rủi ro tín dụng Trích lập dự phịng rủi ro tín dụng phương pháp ngân hàng sử dụng để bù đắp tổn thất mà rủi ro tín dụng gây Theo điều 10, 11 thông tư 02/2013/TTNHNN ngày 21/1/2013 phân loại nợ trích lập dự phịng: “Dự phịng rủi ro tín dụng khoản tiền trích lập để dự phịng cho tổn thất xảy khách hàng tổ chức tài quy mơ nhỏ khơng thực nghĩa vụ theo cam kết vay” Dự phòng rủi ro bao gồm: Dự phòng cụ thể Dự phòng chung sau: Bảng Phân loại nợ trích lập dự phịng theo thơng tư 02/2013/TTNHNN D Nhó m nợ Định lượn g Đ ị n h t í n h Nợ hạn Nh nợ hạn óm 10 ngày đánh 1: giá có khả Nợ thu hồi đủ đầy đủ nợ gốc tiêu lãi chu thời hạn ẩn ự p h ò n g c ụ t h ể D ự p h ò n g c h u n g Các khoản nợ tổ chức tín dụng, chi 0% nhánh ngân hàng nước đánh giá có khả thu hồi đầy đủ nợ gốc 0,7 lãi hạn 5% TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 Nợ hạn từ 10 ngày Nh đến óm 90 ngày; Nợ 2: điều chỉnh kỳ Nợ cần hạn trả nợ lần đầu ý Nợ hạn từ N 91 ngày đến 180 ngày; Nợ hó gia hạn nợ lần m đầu; Nợ miễn 3: giảm lãi Nợ khách hàng dư không đủ khả ới trả lãi tiêu đầy đủ theo chu hợp đồng tín dụng ẩn Các khoản nợ tổ chức tín dụng, chi 5% nhánh ngân hàng nước ngồi đánh giá có khả thu hồi đầy đủ nợ gốc lãi có dấu hiệu khách hàng suy giảm khả trả nợ Các khoản nợ tổ chức tín dụng, chi 20 nhánh ngân % hàng nước đánh giá khơng có khả thu hồi nợ gốc lãi đến hạn đánh giá có khả tổn thất Nhóm nợ TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Định lượng Nợ hạn từ 181 ngày đến Nhóm 4: 360 ngày; Nợ cấu lại thời hạn trả nợ lần đầu hạn Nợ 90 ngày theo thời hạn Nghi ngờ trả nợ cấu lại lần đầu; Nợ cấu lại thời hạn trả nợ lần thứ hai Nhóm 5: Nợ có khả vốn Định tính Dự phịng cụ thể Dự phịng chung Các khoản nợ tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngồi đánh giá có khả tổn thất cao 50% Nợ hạn 360 ngày; Các khoản nợ tổ chức tín Nợ cấu lại thời hạn trả nợ dụng, chi nhánh ngân hàng nước hạn 180 đánh giá khơng cịn khả 100% thu hồi, vốn 0% Nguồn: Tổng hợp từ thơng tư 02/2013/TT-NHNN Trong nợ từ nhóm - xem khoản nợ xấu hay nợ khó địi Theo từ điển Tài Ngân hàng (2008), nợ xấu khoản nợ khó có khả thu hồi từ nợ hay hiểu theo thơng thường nợ xấu hiểu nợ phải thu khó địi Trong năm gần đây, hầu hết ngân hàng Việt Nam gặp nhiều khó khăn khơng có chuẩn bị cho tình hình nợ xấu gia tăng 2.3 Khảo sát nghiên cứu trước dự phịng rủi ro tín dụng Theo Ủy ban Basel giám sát ngân hàng (1999) cho thấy ngân hàng ngày phải đối mặt với rủi ro tín dụng Rủi ro tín dụng lớn dẫn đến khó khăn việc huy động vốn phát triển sản phẩm dịch vụ, khó mở rộng quan hệ với bạn hàng ngân hàng khác, buộc ngân hàng phải thu hẹp hoạt động, tất thể lợi nhuận giảm, ngân hàng phải sử dụng vốn tự có để bù đắp giảm sút đó, uy tín ngân hàng giảm sút, tạo tổn thất lớn, dẫn đến phá sản ngân hàng (Bessis, 2002) Do số tác giả nghiên cứu vấn đề liên quan đến rủi ro tín dụng dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Cụ thể như: Nghiên cứu Brownbridge (1998) cho cho vay nội cao làm gia tăng nợ xấu ngân hàng Cũng nghiên cứu Brownbridge quan sát thấy lãi suất cho vay cao làm lượng nợ xấu ngân hàng tăng lên làm ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng Bên cạnh tăng rủi ro tín dụng làm tăng chi phí cận biên nợ vốn chủ sở hữu, làm tăng chi phí vốn cho ngân hàng (Ủy Ban Basel, 1999) Hasan Wall (2003) nghiên cứu yếu tố định đến việc khoản vay cho thấy có mối quan hệ đồng biến tỷ lệ nợ xấu trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, nghiên cứu cịn cho thấy tỷ lệ nợ khơng thu hồi tỷ lệ cho vay tổng tài sản đồng biến với biến trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Perez cộng (2006) lưu ý quy định trích lập dự phịng rủi ro tín dụng thường tăng lên kinh tế có xu hướng phát triển, ngân hàng cho vay vốn nhu cầu tín dụng cao giai đoạn Tuy nhiên, kinh tế suy thoái, khoản tiền cho công ty vay phải chịu rủi ro tổn thất lớn quy định trích lập dự phịng tăng lên Zoubi Khazali (2007) nghiên cứu làm đẹp thu nhập ngân hàng dự phịng rủi ro tín dụng, kết cho thấy có mối quan hệ nghịch biến tỷ lệ cho vay tiền gửi khách hàng, số tiền cho vay tăng lên, tức nhu cầu vốn doanh nghiệp tăng lên ngân hàng giảm tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng để giảm chi phí thu hút vốn từ bên Tiếp nối nghiên cứu Zoubi Khazali (2007), Ashour (2011) nghiên cứu vài trò dự phịng rủi ro tín dụng thu nhập quản lý vốn, kết TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ nghịch biến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tỷ lệ cho vay tiền gửi khách hàng Hess cộng (2008) nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến kinh nghiệm rủi ro tín dụng ngân hàng Úc cho thấy tỷ lệ chi phí thu nhập ngân hàng có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, biên độ lãi rịng có mối quan hệ nghịch biến với mức độ rủi ro tín dụng Đồng thời kết nghiên cứu cho thấy tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ nghịch biến với chất lượng tín dung với độ trễ - năm Trong đề tài nghiên cứu Hess, Grimes Holmes (2007) kết luận cho thấy tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ nghịch biến với chất lượng tín dụng với độ trễ - năm López-Espinosa, Moreno, Gracia, (2011) nghiên cứu yếu tố định lãi biên (NIM) cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng (LLP) có mối quan hệ tích cực với lãi biên (NIM) Misman Ahmad (2011) nghiên cứu yếu tố định đến dự phịng rủi ro tín dụng (LLP) ngân hàng hồi giáo Malaysia cho thấy có mối quan hệ tích cực LLP với tỷ lệ nợ xấu lợi nhuận trước thuế dự phịng rủi ro tín dụng tổng tải sản (EBT) Đồng thời, nghiên cứu có mối quan hệ nghịch biến LLP ROA cho ngân hàng thông thường Hồi giáo Một nghiên cứu khác Malaysia dự phịng rủi ro tín dụng thu nhập tương lai Karimiyan cộng (2013) cho thấy có mối quan hệ tích cực LLP với thu nhập lợi nhuận tương lai Tuy nhiên nghiên cứu khác Mustafa, Anasari, Younis, (2012) nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng tới lợi nhuận ngân hàng lại cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng (LLP) có mối quan hệ nghịch biến tỷ lệ lợi nhuận tổng tài sản Foos cộng (2010), nghiên cứu mối liên hệ tăng trưởng tín dụng rủi ro tín dụng ngân hàng cho thấy tăng trưởng dư nợ vay vượt mức trung bình (ALGi,t) ngân hàng OECD đồng biến với logarit tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tổng dư nợ cho vay năm trước (LOGLLi,t), ngồi nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ biến rủi ro tín dụng với biến quy mơ ( E) biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (EQA ET ) Mở rộng nghiên cứu Foos cộng (2010), uluck upat (2012) nghiên cứu liệu gồm ngân hàng tổ chức tài mười lăm quốc gia Đông Á, Nam Á khu vực Đông Nam Á thời gian 1997 - 2009, đồng thời thêm biến vĩ mô tốc độ tăng trưởng GDP thực tỷ lệ lạm phát để kiểm soát tác động từ biến vĩ mô tác động trực tiếp đến biến giả đất nước năm Sau khủng hoảng tài Châu Á vào năm 1997, hai quan quản lý quản lý tổ chức tài thực số biện pháp quản lý rủi ro để ngăn ngừa khủng hoảng tương lai Kết nghiên cứu cho thấy tăng trưởng tín dụng cao dẫn đến giảm rủi ro tín dụng năm đến ba năm tiếp theo, điều giải thích cách chọn khách hàng tín dụng tốt làm giảm tổn thất rủi ro tín dụng gây ra, hay nói cách khác việc thực quản lý rủi ro theo yêu cầu quan quản lý hỗ trợ quản lý tổ chức tài dường giúp tổ chức tài mở rộng kinh doanh mà đối mặt với nguy cao giai đoạn nghiên cứu Một kết khác ngân hàng châu Á OECD (tổ chức hợp tác phát triển kinh tế) có xu hướng mở rộng cho vay cách hạ thấp chi phí lãi suất dẫn đến giảm chênh lệch tỷ lệ từ lãi cho vay toàn khoản vay Cũng năm Phong (2012) nghiên cứu ảnh hưởng nhóm yếu tố đặc điểm ngân hàng đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam với số liệu sử dụng báo cáo tài 32 NHTM Việt Nam từ năm 2007 đến 2010 dựa cách tính dự phịng rủi ro tín dụng Foos cộng (2010) sử dụng biến rủi ro tín dụng (CRR) tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tổng dư nợ cho vay ngân hàng i, năm t-1 làm biến phụ thuộc Kết nghiên cứu tăng trưởng tín dụng Việt Nam tác động đến rủi ro tín dụng nhanh quốc gia phát triển Đồng thời, biến qui mô ngân hàng biến tỷ lệ chi phí hoạt động thu nhập hoạt động có tác động dương đến rủi ro tín dụng Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Trong nghiên cứu tập trung dự TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 phịng rủi ro tín dụng hệ thống ngân hàng 3.2.1 Biến phụ thuộc tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng quốc gia qua khoảng thời gian nên (LLP) tập trung nghiên cứu yếu tố vi mô tác động Về phương diện quản lý rủi ro, tỷ lệ dự đến dự phịng rủi ro tín dụng hệ thống phịng rủi ro tín dụng (LLP) ngân hàng Việt nam sở lược khảo thêm sách thiết lập ngân hàng phần lý thuyết kết nghiên cứu để khắc phục rủi ro tín dụng xảy trước để phù hợp với phạm vi không gian tương lai hay nói cách khác tỷ lệ dự phịng rủi nghiên cứu Mơ hình dựa mơ hình ro tín dụng (LLP) sử dụng công giới thiệu phần sở lý thuyết Foos cụ để kiểm sốt rủi ro tín dụng Giống các cộng (2010), Misman Ahmad nghiên cứu Misman Ahmad (2011), (2011), Suluck Supat (2012), Ashour M.O Karimiyan cộng (2013), đề tài đo (2011) cách lấy LLP (tỷ lệ dự phòng rủi lường tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng theo cơng ro tín dụng) làm biến phụ thuộc Mơ hình thức sau: nghiên cứu xây dựng sau: LLP = Chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/tổng dư nợ cho vay LLPi,t = β1 + β1LLPi,t-1 + β 2NIM + β 3NPLi,t + Trong đó, chi phí dự phịng rủi ro tín dụng β 4NPLi,t-1 + β 5ROAi,t + β 6SIZEi,t + β 7GROWNi,t lấy báo cáo tài chính, cịn khoản + β 8GROWNi,t-1 + β 9LDRi,t + α + ε i mục tổng dư nợ lấy báo cáo tài Trong đó: LLPi,t: Là tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng i, năm t LLPi,t-1: Tỷ lệ Cách tiếp cận sử dụng rủi dự phịng ro tín dụng ngân hàng i, năm nghiên cứu liên quan nợ xấu t-1 NIMi,t: Thu nhập lãi ròng cận biên Thăng (2013) 3.2.2 Các biến độc lập giả thuyết ngân hàng i, năm t NPLi,t: Tỷ lệ nợ xấu ngân hàng i, năm t NPLi,t-1: Tỷ lệ nợ xấu nghiên cứu ngân hàng i, năm t ROAi,t: Thu nhập tổng • Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng năm trước tài sản ngân hàng i, năm t SIZE i,t: Quy mô (LLPi,t-1) Trong nghiên cứu Suluck Supat ngân hàng ngân hàng i, năm t GROWTHi,t: Tốc độ tăng trưởng tín dụng (2012) hệ số độ trễ biến phụ thuộc có quan hệ chiều với biến phụ ngân hàng i, năm t GROWTH i,t-1: Tốc độ tăng thuộc hầu hết ngân hàng thuộc trưởng tín dụng ngân hàng i, năm t-1 LDRi,t: Tỷ lệ cho vay khách hàng tiền gửi OECD Điều cho thấy dự phịng rủi ro có tính xu hướng kéo dài, tức tỷ lệ dự phòng khách hàng ngân hàng i, năm t rủi ro tín dụng khứ cao có xu hướng 3.2 Giả thuyết nghiên cứu Như phân tích trên, có nhiều yếu tác động làm tăng tỷ lệ dự phịng tín dụng tố tác động lên tỷ lệ dự phịng rủi ro tín Từ giả thuyết đưa sau: Giả thuyết 1: Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng, từ yếu tố kinh tế vĩ dụng khứ ngân hàng có tác mơ, đến yếu tố kinh tế vi mô Tuy nhiên, động nội dung nghiên cứu này, tập trung vào đối tượng: Tỷ lệ dự phòng rủi ro chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tín dụng năm trước (LLPi,t-1), thu nhập lãi rịng • Thu nhập lãi ròng cận biên (NIM) Thu nhập lãi ròng cận biên (N M) cận biên (NIM), tỷ lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ nợ xấu năm trước (NPL i,t-1) thu nhập tổng tài xác định bằng cách lấy thu nhập lãi sản (ROA), quy mô ngân hàng (SIZE), tốc độ chia cho tổng tài sản có sinh lời Tử số thu tăng trưởng tín dụng (GROWN), tốc độ tăng nhập lãi sử dụng số liệu báo cáo kết trưởng tín dụng năm trước (GROWN i,t-1) tỷ hoạt động kinh doanh ngân hàng Mẫu lệ cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng số tài sản có sinh lời tính tổng cộng (LDR) Lý thuyết thực nghiệm phân tích tài sản có sinh lời tổng tài sản cho thấy biến độc lập có tác động với biến trừ tài sản không sinh lời (bao gồm tiền mặt, phụ thuộc, dựa vào đó, nghiên cứu đưa giả tài sản cố định, tài sản có khác) thu thập thuyết tác động biến độc lập biến bảng cân đối kế toán ngân hàng Theo Nghiên cứu Hess cộng (2008) biên phụ thuộc sau: độ lãi rịng có mối quan hệ nghịch biến với TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 mức độ rủi ro tín dụng Tuy nhiên nghiên cứu López - Espinosa, Moreno, Gracia, (2011) lại cho kết dự phịng rủi ro tín dụng (LLP) có mối quan hệ tích cực với lãi biên (N M) Cũng kết nghiên cứu Garza - García (2010) đưa kết ngân hàng cho vay nhiều gặp phải rủi ro cao họ phải trích lập dự phịng nhiều, điều buộc họ phải tính tốn lợi nhuận cao để bù đắp khoản rủi ro dự kiến Từ giả thuyết đặt là: Giả thuyết 2: Thu nhập lãi rịng cận biên ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Tỷ lệ nợ xấu (NPL) Nợ xấu nguyên nhân dẫn đến rủi ro tín dụng Tỷ lệ nợ xấu (NPL) xác định nợ xấu tổng dư nợ, theo định 493/2005/QĐ-NHNN tỷ lệ dùng để đánh giá chất lượng tín dụng tổ chức tín dụng nghiên cứu của, Hasan wall (2003), Perez cộng (2006), Misman Ahmad (2011) có mối quan hệ tích cực LLP với tỷ lệ nợ xấu, tức tỷ lệ nợ xấu tăng lên tỷ lệ dự phòng rủi ro tăng lên để ngân hàng bù đắp rủi ro xảy Từ giả thuyết đặt là: Giả thuyết 3: Tỷ lệ nợ xấu ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Kết nghiên cứu Eng Nabar (2007) với liệu ngân hàng Hồng Kông, Malaysia Singapore giai đoạn 1993 2000 khơng tìm thấy mối quan hệ tỷ lệ nợ xấu năm trước tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Tuy nhiên, vào liệu nghiên cứu ta thấy tỷ lệ nợ xấu ngân hàng có xu hướng tăng từ năm 2008 đến 2013 Điều cho thấy nợ xấu cao năm trước dẫn đến nợ xấu nên phần trăm dự phịng tăng, nợ xấu năm trước tác động chiều với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Giả thuyết 4: Tỷ lệ nợ xấu năm trước ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Thu nhập tổng tài sản (ROA) ROA tiêu quan trọng khả sinh lời ngân hàng Nó cho thấy lợi nhuận thu đồng tài sản phản ánh khả quản lý nguồn lực ngân hàng để tạo lợi nhuận Trong nghiên cứu Karimiyan cộng (2013) mối quan hệ tích cực LLP với thu nhập lợi nhuận tương lai Tuy nhiên, Misman Ahmad (2011) Mustafa cộng (2012) tồn mối quan hệ nghịch biến LLP ROA, tức chi phí dự phịng rủi ro tín dụng tăng lên làm cho thu nhập ngân hàng giảm xuống Từ giả thuyết đặt là: Giả thuyết 5: Thu nhập tổng tài sản ngân hàng có tác động ngược chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Quy mô ngân hàng (SIZE) Quy mô ngân hàng thể thông qua logarit tổng tài sản ngân hàng, nghiên cứu Foos cộng (2010), Suluck Supat (2012) khơng tìm thấy mối quan hệ biến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng với biến quy mô ngân hàng Tuy nhiên nghiên cứu Phong (2012) quy mô ngân hàng kỳ vọng tác động dương đến tỷ lệ rủi ro ngân hàng Từ đưa giả thuyết: Giả thuyết 6: Quy mơ ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Tốc độ tăng trưởng tín dụng (GROWN) Theo nghiên cứu Foos cộng (2010), Suluck Supat (2012) tăng trưởng tín dụng tính theo tăng trưởng dư nợ vay vượt mức trung bình ngân hàng, nhiên cách tính khơng phù hợp với số liệu hạn hẹp ngân hàng Việt Nam Nên nghiên cứu sử dụng cách tính tăng trưởng tín dụng lấy dư nợ năm trước trừ cho dư nợ năm sau, tất chia cho dư nợ năm trước Trong trình phát triển kinh tế, nhiều ngân hàng cạnh tranh mạnh mẽ thị phần cho vay, điều mang lại mức tăng trưởng tín dụng cao làm cho nợ xấu tăng lên ngân hàng cần trích lập rủi ro tín dụng nhiều Bên cạnh Foos cộng số ngân hàng có mối quan hệ tích cực đáng kể tăng trưởng tín dụng q khứ tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Giả thuyết đặt sau: Giả thuyết 7: Tăng trưởng tín dụng ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Giả thuyết 8: Tăng trưởng tín dụng năm TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 trước ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Tỷ lệ cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng (LDR) Theo nghiên cứu Zoubi Khazali (2007) Ashour (2011) tỷ lệ cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Các tác giả cho khoản cho vay cao tiền gửi ngân hàng, để tránh thể tình trạng muốn thu hút vốn từ bên ngồi mình, ngân hàng có động để giảm tỷ lệ dự phịng rủi ro họ Giả thuyết đặt là: Giả thuyết 9: Tỷ lệ cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng có tác động ngược chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mơ tả Để nắm tình hình sơ thơng số liệu nghiên cứu, báo nhận định tóm tắt số thông số biến nghiên cứu Bảng sau: Bảng Thống kê mô tả biến nghiên cứu Các bi ế n tr o n g m hì n h G iá trị tru ng bìn h G i t rị t r u n g v ị G iá trị lớ n nh ất G i t r ị b é Đ ộ l ệ c h c h u ẩ n n h ấ t Dự phòng rủi 0,0084 0,006 0,032 0,0000 0,006 ro tín dụng 63 130 597 00 530 Dự phòng 0,0075 0,005 0,032 0,0000 0,006 rủi 63 221 597 00 432 ro tín dụn g nă m trư ớc Thu nhập lãi 0,0315 0,028 0,104 - 0,015 ròng cận 39 881 947 0,0059 631 biên 03 Nợ xấu 0,0238 0,023 0,108 0,0034 0,013 82 166 256 00 084 Nợ xấu năm 0,0208 0,019 0,108 0,0006 0,013 trước 85 530 256 21 807 Thu nhập 0,0103 0,009 0,047 0,0001 0,007 tổng tài 16 605 289 11 000 sản TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Quy mô 17,679 17,68 20,17 14,502 ngân hàng 45 175 226 58 Tăng trưởng 0,2770 0,191 1,649 tín dụng 55 781 590 0,3070 97 Tăng trưởng 0,5417 0,253 11,31 tí 42 769 725 0,3070 n 97 d ụ n g n ă m tr c Cho vay 0,9673 0,937 3,486 0,4072 khách 15 741 687 93 hàng tiền gửi khách hàng 4.2 Phân tích tương quan Để kiểm tra khả xuất hiện tượng đa cộng tuyến biến 1,218 397 ROA - - 0,5 - - 0,306 0,0 0,0 0,2 0,2 , 0 043 1,125 675 0,384 343 mơ hình, đề tài sử dụng ma trận hệ số tương quan biến sử dụng để phân tích, Bảng sau: Bảng Ma trận tương quan biến L L L L P P B 1,0 LLPB 0,4 NIM 0,2 NPL 0,1 NPLB 0,0 N N NP R SI GRO GRO L V I P LB O Z WT WTH D I M L A E H B R F LLP 1,0 0,1 1,0 0,0 0,0 1,0 0,2 - 0,2 1,0 0,0 1, 41 2, 30 1, 29 1, 39 1,7 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 LLP LLPB NIM NPL NPLB ROA 0,31 0,33 -0,27 -0,17 -0,05 -0,21 GROWTH -0,17 -0,13 -0,17 -0,29 -0,03 GROWTHB -0,19 -0,19 -0,13 0,00 LDR -0,14 -0,13 0,50 -0,01 SIZE SIZE GROWTH 1,00 1,00 -0,31 -0,04 -0,23 -0,03 Nguồn: Trích xuất từ Eview Dựa vào bảng số liệu kết luận khả xuất đa cộng tuyến mơ hình hồi quy không lớn cặp hệ số tương quan biến khơng có trường hợp có trị tuyệt đối vượt 0.8 Tuy nhiên, để tượng đa cộng tuyến không xảy biến nghiên cứu tác giả tiếp tục kiểm tra qua giá trị hệ số nhân tử phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor viết tắt VIF) Theo Gujarati (2004) VIF 10 kết luận mơ hình bị đa cộng tuyến Theo kết bảng tất biến độc lập điều có hệ số VIF không vượt qua 3, 0,37 -0,43 VIF 1,72 0,17 -0,13 -0,05 GROWTHB LDR 0,05 1,29 1,00 -0,01 1,00 1,29 1,58 tức mơ hình nghiên cứu khơng có tượng đa cộng tuyến biến độc lập 4.3 Kết hồi quy 4.3.1 Kết hồi quy Bảng kết hồi quy mơ hình nghiên cứu thể tương ứng qua ba trường hợp: Trường hợp thứ bỏ qua tác động thời gian không gian liệu bảng (pool model), trường hợp thứ hai mơ hình hồi quy với tác động cố định (fixed effects model) trường hợp cuối mơ hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên (random effects model) thể sau: a Kết mơ hình hồi quy Pool Bảng Kết mơ hình hồi quy FEM REM Variable LLPB NIM NPL NPLB ROA SIZE GROWTH GROWTHB LDR C R-squared Adjusted R-squared F-statistic Prob(F-statistic) Durbin-Watson stat Pool Coefficient 0,2295*** 0,1929*** 0,0861*** -0,0379 0,1419* 0,0014** 0,0012 -0,0003 -0,0030** -0,0214 0,3630 0,3252 9,6231 0,0000 2,1719 Fixed effect Coefficient -0,0516 0,2491*** 0,0648* -0,0109 -0,2811*** 0,0021** 0,0011 -0,0002 -0,0012 -0,0339 0,5513 0,4267 4,4240 0,0000 2,2071 Random effect Coefficient 0,2295*** 0,1929*** 0,0862** -0,0379 -0,1419* 0,0014*** 0,0013 -0,0003 -0,0030** -0,0215 0,3630 0,3253 9,6231 0,0000 2,1719 Trong đó: Biến phụ thuộc LLP, LLPB = LLPt-1, GROWTHB = GROWTHt-1 *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và1% TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Nhìn vào Bảng kết hồi quy Pool (OLS) cho thấy mơ hình nghiên cứu có Prob>F = 0.0000 nhỏ 0.05 nên bác bỏ giả thuyết Ho Vậy ui biến thiên tác động đến biến phụ thuộc LLP có tác động đặc thù đơn vị chéo nên tiếp tục mơ hình hồi quy cố định (FEM) hồi quy ngẫu nhiên (REM) Quan sát Bảng hồi quy ta thấy mô hình FEM có biến (NIM, NPL, ROA, SI E có ý nghĩa mơ hình có dấu phù hợp với giả thiết đặt Cịn mơ hình REM có tới biến (LLPB, NIM, NPL, ROA, SI E, LDR) có ý nghĩa thống kê Nếu nhìn vào R-squared R-squared hiệu chỉnh mơ hình cho thấy mức độ phù hợp mơ hình FEM (55,13% 42,67) cao so với REM (36,3% 32,53%) Việc lựa chọn mơ hình phù hợp tùy thuộc vào kết kiểm định Hausman Kết kiểm định Hausman sau: Bảng Kết kiểm định Hausman Test Summar y C h i S q ChiSq d.f P r o b S t a t i s t i c Cross-section random Nguồn: Tác giả trích xuất từ Eview Theo kết kiểm định Hausman giá trị thống kê thu 0,000 nhỏ 0,05 với độ tin cậy 95%, ta có đủ sở để bác bỏ giả thuyết H0 Do đó, kết luận mơ hình nghiên cứu đề xuất việc sử dụng mơ 48, 01 37 42 hình với tác động cố định sử dụng tốt mơ hình tác động ngẫu nhiên 4.3.2 Mơ hình lựa chọn Theo kết luận kiểm định Hausman mơ hình lựa chọn để giải thích cho nghiên cứu mơ hình tác động cố định, phương trình mơ hình hồi quy viết sau: , 0 0 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 LLP = -0,0339 + 0,249139*NIM + 0,064820*NPL 0,281107*ROA + 0,00212 *SIZE Ta thấy, biến độc lập đưa vào mơ hình có bốn biến có ý nghĩa thống kê biến NIM (với mức ý nghĩa 1%), biến NPL (với mức ý nghĩa 10%), biến ROA (với mức ý nghĩa 1%)và SI E (với mức ý nghĩa 5%) Đồng thời, biến có dấu hệ số hồi quy với dấu giả thuyết nghiên cứu 4.4 Phân tích kết hồi quy Căn vào kết nghiên cứu, phân tích giải thích ý nghĩa tác động biến độc lập nghiên cứu • Thu nhập lãi rịng cận biên (NIM) Chỉ số đo lường cách lấy thu nhập lãi chia cho tổng tài sản có sinh lời Dựa vào tỷ lệ này, ngân hàng kiểm sốt tài sản sinh lời đánh giá nguồn vốn có chi phí thấp Theo lý luận theo kết nghiên cứu Hess cộng (2008) biên độ lãi ròng có mối quan hệ nghịch biến với mức độ rủi ro tín dụng Tuy nhiên, với giá trị thống kê p-value 0.0000 có nghĩa biến thu nhập lãi rịng cận biên có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% kết nghiên cứu tìm thấy thu nhập lãi rịng cận biên có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Kết mơ hình hồi quy nghiên cứu có dấu hệ số hồi quy ngược với kết luận Hess cộng (2008) nhiên kết tương tự với giả thuyết đề trùng dấu với nghiên cứu López-Espinosa, Moreno, Gracia (2011) Garza García (2010) Trong bối cảnh tăng trưởng tín dụng khó khăn, tỷ lệ nợ xấu tăng, dự phịng rủi ro tín dụng tăng, lãi tăng ngân hàng có xu hướng tăng nhẹ khiến nhiều người ý cho thấy chênh lệch lãi suất huy động cho vay mức cao Theo lời chuyên gia phân tích, thời gian năm 2011 lãi suất huy động liên tục giảm, cộng với tài khoản tiền gửi toán thẻ ATM khách hàng với lãi suất không kỳ hạn giúp giá vốn huy động bình quân ngân hàng thấp, tầm 6% TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 nhà băng cho vay cao 10 - 11% năm, vậy, chênh lệch đầu - đầu vào ngân hàng cao, 4%, năm 2010 lãi biên tầm - 3,5% Theo Lê Đạt Chí (Trưởng mơn Đầu tư Tài chính, Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh) cho rằng, tỷ lệ thu nhập lãi cận biên nói cịn chưa phản ánh hết chi phí hoạt động ngân hàng (như NIM khơng tính đến phí dịch vụ thu nhập ngồi lãi khác, chi phí hoạt động, chi phí nhân tài sản…) chi phí dự phịng rủi ro ngân hàng Theo khảo sát năm 2013 KPMG tỷ lệ NIM cao thường quan sát thấy ngân hàng với quy mô huy động vốn cho vay truyền thống Mặc khác, số NHNN hoạt động hiệu với tỷ lệ NIM thấp quy mơ hoạt động lớn họ • Tỷ lệ nợ xấu (NPL) Biến đo lường cách lấy nợ xấu chia cho tổng dư nợ cho vay Chỉ tiêu đánh giá khả thu nợ từ khoản nợ ngân hàng sử dụng biện pháp mạnh để đòi Theo lý luận theo kết nghiên cứu Hasan wall (2003), Perez cộng (2006), Misman Ahmad (2011) có mối quan hệ tích cực tỷ lệ nợ xấu với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Theo kết mơ hình hồi quy, dấu hệ số hồi quy tương tự với giả thuyết đưa nghiên cứu nêu, với giá trị thống kê p-value 0,0902 có nghĩa biến tỷ lệ nợ xấu có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90% Từ đó, ta kết luận nghiên cứu tìm thấy tỷ lệ nợ xấu ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Với diễn biến phức tạp nợ xấu tình hình kinh tế cho thấy tình hình kinh tế Việt Nam suy giảm như: hàng tồn kho doanh nghiệp tăng, tỷ lệ thất nghiệp gia tăng, số doanh nghiệp đóng cửa gia tăng,… Những khó khăn tác động làm cho doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn khoản dẫn đến khoản doanh nghiệp vay ngân hàng khó có khả trả nợ dẫn đến nợ xấu ngân hàng gia tăng, để dự phịng cho khoản vay khơng thu tương lai trích lập dự phịng ngân hàng gia tăng từ làm gia tăng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng • Thu nhập tổng tài sản (ROA) Biến ROA đo lường tỷ lợi nhuận sau thuế tổng tài sản ngân hàng Tỷ số cho biết tính hiệu trình tổ chức, quản lý hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp Kết tiêu cho biết bình quân đồng tài sản sử dụng trình kinh doanh tạo đồng lợi nhuận Theo lý luận theo kết nghiên cứu Karimiyan cộng (2013) mối quan hệ tích cực LLP với thu nhập lợi nhuận tương lai Tuy nhiên, Misman Ahmad (2011) Mustafa cộng (2012) tồn mối quan hệ nghịch biến LLP ROA Theo kết mơ hình hồi quy, dấu hệ số hồi quy tương tự với giả thuyết đưa ra, với giá trị thống kê pvalue 0.0020 có nghĩa biến quy mơ có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% Từ đó, ta kết luận nghiên cứu tìm thấy thu nhập tổng tài sản ngân hàng có tác động ngược chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng, kết trùng với kết mà Misman Ahmad (2011) Mustafa cộng (2012) nghiên cứu trước Kết giải thích với tình hình kinh tế khó khăn ngành ngân hàng lâm vào suy thoái khủng hoảng vừa qua nguy khoản vay yếu khơng có khả thu hồi dễ xảy làm cho ngân hàng phải trích lập dự phịng rủi ro tín dụng nhiều chất lượng danh mục khoản vay suy giảm Bên cạnh đó, chất lượng số thống kê tình hình nợ xấu NHTM cơng bố phân loại theo chuẩn mực quốc tế cao số công bố nhiều Với tình hình khó khăn chưa cải thiện doanh nghiệp khoản mục trích lập dự phịng rủi ro tín dụng dự báo tiếp tục tăng lên tương lai, làm giảm lợi nhuận ngân hàng dẫn đến làm tăng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng lên giảm tỷ lệ thu nhập tài sản xuống • Quy mơ ngân hàng (SIZE) Quy mơ ngân hàng, tính cách lấy logarit tổng tài sản Theo lý luận theo kết nghiên cứu Foos cộng (2010), Suluck Supat (2012) khơng tìm TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 thấy mối quan hệ biến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng với biến quy mô ngân hàng, nghiên cứu Phong (2012) có kết quy mơ cơng ty có quan hệ đồng biến với dự phịng rủi ro tín dụng Do đó, nghiên cứu đưa giả thuyết quy mơ ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Theo kết mơ hình hồi quy, dấu hệ số hồi quy tương tự với giả thuyết ban đầu, với giá trị thống kê p-value 0.0317 có nghĩa biến quy mơ có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95% Từ đó, ta kết luận nghiên cứu tìm thấy quy mơ ngân hàng có tác động chiều với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Theo lý thuyết, ngân hàng có quy mơ lớn thường hiệu việc quản lý rủi ro tín dụng nhờ đa dạng hóa danh mục cho vay họ Đồng thời, ngân hàng có quy mơ lớn tổ chức đầu tư tài lớn tập trung ý đầu tư, đó, ngân hàng lớn thường có chiến lược đầu tư ổn định lâu dài Đây yếu tố khiến cho ngân hàng lớn sẵn sàng chấp nhận rủi ro cao mong đợi vào bảo vệ phủ ngân hàng gặp nạn làm cho tỷ lệ rủi ro tín dụng tăng lên để đảm bảo cho việc chi trả cho khách hàng phải tăng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Đây nguyên nhân để giải thích cho kết tìm thấy tác đồng chiều quy mơ ngân hàng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Kết luận khuyến nghị 5.1 Kết luận Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy tác động cố định để xem xét tác động (LLPi,t-1), thu nhập lãi ròng cận biên (NIM), tỷ lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ nợ xấu năm trước (NPL i,t-1) thu nhập tổng tài sản (ROA), quy mơ ngân hàng (SIZE), tốc độ tăng trưởng tín dụng (GROWN), tốc độ tăng trưởng tín dụng năm trước (GROWN i,t-1) tỷ lệ cho vay khách hàng tiền gửi khách hàng (LDR) đến tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng ngân hàng Với số lượng mẫu nghiên cứu gồm 27 NHTM giai đoạn từ năm 2008 đến 2013 Bài nghiên cứu phân tích thống kê mơ tả, phân tích tương quan phân tích hồi quy nhằm phân tích yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Dựa kết đó, nghiên cứu có tác động có ý nghĩa yếu tố thu nhập lãi ròng cận biên (NIM), tỷ lệ nợ xấu (NPL), thu nhập tổng tài sản (ROA), quy mô ngân hàng (SIZE) đến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Với độ tin cậy thấp 90% Từ việc nghiên cứu yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng, nghiên cứu cung cấp thêm thông tin nhân tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng để từ giúp cho ngân hàng cải thiện rủi ro tín dụng ngân hàng 5.2 Khuyến nghị Kết nghiên cứu cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng có tác động chiều với thu nhập lãi cận biên, tỷ lệ nợ xấu, quy mô ngân hàng tác động ngược chiều với thu nhập tổng tài sản Đều cho thấy, NHNN cần phải có biện pháp xử lý ngân hàng cung cấp báo cáo tài khơng trung thực với tình hình nợ xấu Bên cạnh đó, để khắc phục triệt để rủi ro tín dụng ngân hàng cần phải nghiêm túc thực việc phân loại nợ xấu theo chuẩn để trích lập dự phịng theo quy mơ tính chất nợ xấu từ giảm thiểu rủi ro tín dụng xảy TÀI LIỆU THAM KHẢO Alper, D & Anbar, A., (2011) Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Commercial Bank Profitability: Empirical Evidence from Turkey Business and Economics Research Journal, vol 2(2), pp 139-152 Ashour, M.O., (2011) Banks Loan Loss Provisions Role in Earnings and Capital Management: Evidence from Palestine A Thesis Submitted in Partial TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Fulfillment of the Requirements for the Degree of Master in Accounting & Finance, Islamic University – Gaza Deanship of Post Graduate Studies Faculty of Commerce Accounting Department 2 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 Basel Committee on banking Supervision (1999) Principles for the Management of Credit Risk CH –4002 Basel, Switzerland Bank for International Settlements Bessis, J., (2002) Risk management in banking John Wiley and Sons Publisher Bloem, A & Freeman, R (2005) The treatment of Nonperforming Loans IMF committee on Balance of Payments Statistics Washington Có thể down load tại: http://www.imf.org/external/pubs/ft/bop/2005/05-29.pdf Baltagi, B.H., (2005) Econometric Analysis of Panel Data 3rd, John Wiley and Sons Publisher Bland, D., (2003) Insurance Principles and Practice The Chartered Insurance Institute Dictionary of Finance and banking Oxford University Press 2008 386 Hornby A S., 2006 Oxford Advanced learner’s Dictionary Oxford University Press 1264 Đinh Thị Thanh Vân (2012) So sánh nợ xấu, phân loại nợ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Việt Nam thơng lệ quốc tế Tạp chí Ngân hàng, số19 Đinh Cơng Khải- FETP- Bài giảng Kinh tế lượng ứng dụng (3/2012) Fonseca, A.R & Gonzalez, F., (2008) Cross-Country Determinants of Bank Income Smoothing By managing Loan-Loss Provisions Journal of Banking and Finance, no 32, pp 217-228 Foos, D., Norden, L & Weber, M., (2010) Loan growth and riskiness of banks Journal of Banking & Finance 34, 2929-2940 Gujarati, D.N., (2004) Basic econometrics 4th edn McGraw-Hill, New York, USA Garza-García, J.G., (2010) What influences net interest rate margins? Developed versus developing countries Banks and Bank Systems, 4(5), 32-41 López-Espinosa, G., Moreno A, Gracia, J (2011) Banks Net Interest Margin in the 2000s A Macro-Accounting International perepective Working paper n0 11/11 Hasan, I Wall, L.D., (2003) Determinants of the loan loss allowance: some cross-country comparisons Bank of Finland Discussion Papers, Vol.33/2003 Có thể download tại: http://www.suomenpankki.fi/pdf/110653.pdf Hess, K., Grimes, A & Holmes, M.J., (2008) Credit Losses in Australasian Banking 21st Australasian Finance and Banking Conference 2008 Paper Có thể download tại: http://ssrn.com/abstract=1245582 Karimiyan, N , H., (2013) Relationship between Loan Loss Provision and Future earning, Return and Cash flow in Commercial Banks of Malaysia Proceedings of 4th Asia-Pacific Business Research Conference 30 September - October 2013, Bayview Hotel, Singapore, ISBN: 978-1-922069-31-3 Laurin, A cộng sự, (2002) Bank loan classification and provisioning practices in selected developed and emerging countries Basel Core Principles Liaison Group Eng, L.L., Nabar, S., (2007) Loan Loss Provisions by Banks in Hong Kong, Malaysia and Singapore Journal of International Financial Management and Accounting TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Misman, F.N & Ahmad, W., (2011) Loan Loss Provisions: Evidence from Malaysian Islamic and Conventional Banks International Review of Business Research Papers Vol No July 2011 Pp 94-103 Mustafa, A.R., Anasari, R.H., Younis, M.U., (2012) Does the loan loss provision affect the banking profitability in case of Pakistan Asian Economic and Financial Review , 2012, vol 2, issue 7, pages 772-783 Nguyễn Cao Thăng, (2013) Phân tích yếu tố tác động đến nợ xấu hệ thống NHTM Việt Nam Luận án Thạc sĩ kinh tế, Trường Đại Học Mở TP.HCM Nguyễn Thành Nam, (2013) Vấn đề xử lý nợ xấu NHTM Việt Nam Tạp chí Khoa học đào tạo ngân hàng, số 135 –tháng 8/2013 Nguyễn Hồng Thụy Bích Trâm, (2014) Kiểm định rủi ro tín dụng cho NHTM niêm yết Việt Nam Tạp chí phát triển & hội nhập, Số 14 (24), p 19-26 Quyết định 493/2005/QĐ-NHNN ngày 22/04/2005 NHNN Việt Nam Suluck, P Supat, M., (2012) Loan Growth and Risk of Asian Financial Institutions after the Asian Financial Crisis Có thể download tại: Zoubi, T A & Al-Khazali, O., (2007) Empirical testing of the loss provisions of banks in the GCC region Managerial Finance, 33 (7): 50  ... Việt Nam Điều cho thấy nghiên cứu phân tích yếu tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam cần thiết Cơ sở lý thuyết rủi ro dự phịng rủi ro tín dụng 2.1 Rủi ro tín dụng Có nhiều cách... nhân tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng để từ giúp cho ngân hàng cải thiện rủi ro tín dụng ngân hàng 5.2 Khuyến nghị Kết nghiên cứu cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng có tác động. .. dự phịng tín dụng tố tác động lên tỷ lệ dự phịng rủi ro tín Từ giả thuyết đưa sau: Giả thuyết 1: Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng, từ yếu tố kinh tế vĩ dụng khứ ngân hàng có tác mơ, đến