Tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THÙY LINH TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THÙY LINH TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS THÂN THỊ THU THỦY TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ kinh tế: “Tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam” cơng trình việc học tập nghiên cứu khoa học thật nghiêm túc thân hướng dẫn khoa học TS Thân Thị Thu Thủy Những kết nêu luận văn trung thực chưa công bố rộng rãi trước Các số liệu luận văn có nguồn gốc rõ ràng, tổng hợp từ nhiều nguồn thông tin đáng tin cậy Tp Hồ Chí Minh, tháng năm 2019 Tác giả Nguyễn Thị Thùy Linh MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC BIỂU ĐỒ TÓM TẮT - ABSTRACT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý thực đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa thực tiễn đề tài 1.7 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 2.1 Vốn chủ sở hữu ngân hàng thương mại 2.1.1 Khái niệm 2.1.2 Thành phần vốn chủ sở hữu 2.1.3 Vai trò vốn chủ sở hữu hoạt động kinh doanh ngân hàng thương mại 2.2 Rủi ro tín dụng 2.2.1 Khái niệm rủi ro tín dụng 2.2.2 Phân loại rủi ro tín dụng 2.2.3 Đặc điểm rủi ro tín dụng 2.2.4 Nguyên nhân gây rủi ro tín dụng 10 2.2.5 Hậu rủi ro tín dụng 11 2.2.6 Các tiêu đo lường rủi ro tín dụng ngân hàng 12 2.3 Các nghiên cứu trước tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM 13 2.3.1 Nghiên cứu Louzis cộng (2010) 14 2.3.2 Nghiên cứu Curak cộng (2013) 14 2.3.3 Nghiên cứu Tehulu cộng (2014) 14 2.3.4 Nghiên cứu Hasna Chaibi Zied Ftiti (2014) 15 2.3.5 Nghiên cứu Hasan Ayaydin Aykut Karakaya (2014) 15 2.3.6 Nghiên cứu Bùi Duy Tùng Đặng Thị Bạch Vân (2015) 16 2.3.7 Nghiên cứu Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015) 16 2.3.8 Nghiên cứu Nguyễn Thị Hồng Vinh Lê Phan Thị Diệu Thảo (2016) 17 Kết luận chương 22 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 23 3.1 Giới thiệu Ngân hàng thương mại Việt Nam 23 3.2 Thực trạng vốn chủ sở hữu Ngân hàng thương mại Việt Nam 25 3.3 Thực trạng rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam 26 3.4 Vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam 30 Kết luận chương 32 CHƯƠNG 4: MƠ HÌNH, DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 33 4.1 Mơ hình nghiên cứu giả thiết 33 4.2 Dữ liệu nghiên cứu 38 4.3 Phương pháp nghiên cứu 39 4.4 Kết nghiên cứu 42 4.4.1 Phân tích thống kê mơ tả 43 4.4.2 Phân tích tương quan biến 44 4.4.3 Kiểm tra tượng đa cộng tuyến 45 4.4.4 Kết mơ hình hồi quy 45 4.4.5 Thảo luận kết nghiên cứu 54 Kết luận chương 56 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 58 5.1 Kết luận 58 5.2 Gợi ý sách hạn chế tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam 59 5.3 Gợi ý sách giảm thiểu rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam 61 5.3.1 Tăng cường xử lý nợ hạn 61 5.3.2 Tăng hiệu hoạt động kinh doanh 63 5.3.3 Kiểm soát tăng trưởng tín dụng 64 5.3.4 Kiểm sốt tăng quy mơ ngân hàng 65 5.3.5 Tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế kiềm chế lạm phát 66 5.4 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 66 Kết luận chương 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC NGHIÊN CỨU DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT CP Chính phủ MTV Một thành viên NĐ Nghị định NHTM Ngân hàng thương mại NHNN Ngân hàng nhà nước QĐ Quyết định TCTD Tổ chức tín dụng TNHH Trách nhiệm hữu hạn TMCP Thương mại cổ phần TT Thông tư VAMC Công ty Quản lý tài sản Việt Nam VAMC VBHN Văn hợp VCBS Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam VCSH Vốn chủ sở hữu DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tổng hợp tóm tắt nghiên cứu trước tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM 17 Bảng 3.1: Số lượng NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 - 2017 23 Bảng 4.1: Danh sách NHTM Việt Nam mẫu nghiên cứu 38 Bảng 4.2: Đo lường kỳ vọng biến mơ hình nghiên cứu 37 Bảng 4.3: Thống kê mơ tả biến mơ hình nghiên cứu 43 Bảng 4.4: Ma trận tương quan biến mơ hình nghiên cứu 44 Bảng 4.5: Kết kiểm định đa cộng tuyến 45 Bảng 4.6: Kết hồi quy theo OLS 46 Bảng 4.7: Kết hồi quy theo FEM 47 Bảng 4.8: Kết hồi quy theo REM 48 Bảng 4.9: Tổng hợp kết hồi quy theo OLS, FEM, REM 49 Bảng 4.10: Kết kiểm định Hausman 50 Bảng 4.11: Kiểm định phương sai thay đổi 50 Bảng 4.12: Kết hồi quy theo GLS 51 Bảng 4.13: Kiểm định tự tương quan 52 Bảng 4.14: Kết hồi quy theo GMM hệ thống 52 DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 3.1: Mức tăng vốn chủ sở hữu 30 NHTM Việt Nam năm 2017 so với năm 2007 26 Biểu đồ 3.2: Tỷ lệ nợ xấu 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 27 Biểu đồ 3.3: Tỷ lệ nợ xấu bình quân 30 NHTM giai đoạn 2007 – 2017 28 Biểu đồ 3.4: Vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 - 2017 31 Tiêu đề: Tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam TÓM TẮT Lý lựa chọn đề tài nghiên cứu: Trong hoạt động kinh doanh, NHTM phải đối mặt với nhiều rủi ro gây thiệt hại lớn có nguy dẫn đến phá sản Ngân hàng sử dụng vốn chủ sở hữu để bù đắp thiệt hại bảo vệ quyền lợi người gửi tiền Vốn chủ sở hữu NHTM Việt Nam không ngừng tăng lên tỷ lệ nợ xấu tồn ngành có biến động mạnh mẽ Bài nghiên cứu nhằm tìm hiểu tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu: Phân tích tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Phương pháp nghiên cứu: Phương pháp nghiên cứu định lượng, mơ hình GMM hệ thống xử lý tượng nội sinh, phương sai thay đổi tự tương quan Kết nghiên cứu: Vốn chủ sở hữu tác động chiều với rủi ro tín dụng Các biến kiểm soát bao gồm tỷ lệ nợ xấu kỳ trước, quy mô ngân hàng, tỷ lệ lạm phát tác động chiều với rủi ro tín dụng, biến hiệu hoạt động, tăng trưởng tín dụng tốc độ tăng trưởng kinh tế tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng Kết luận hàm ý: Kết nghiên cứu giúp nhà quản trị ngân hàng tham khảo tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng, từ có sách chiến lược riêng ngân hàng để hạn chế tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng đồng thời giảm thiểu rủi ro tín dụng Từ khóa: vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng, ngân hàng thương mại… 64 Các NHTM cần rà soát đội ngũ cán nhân viên ngân hàng, thường xuyên tổ chức lớp học nghiệp vụ, tổ chức kỳ thi nghiệp vụ nhằm loại bỏ nhân viên yếu chun mơn Đồng thời có kế hoạch bồi dưỡng, đào tạo, đào tạo lại đội ngũ cán giỏi, đáp ứng yêu cầu quản trị ngân hàng Các NHTM cần đa dạng hóa sản phẩm kinh doanh, biện pháp nâng cao hiệu hoạt động giảm thiểu rủi ro hoạt động kinh doanh ngân hàng, đồng thời tạo khác biệt cho sản phẩm cho ngân hàng, nâng cao tính cạnh tranh Từ đó, ngân hàng tạo điểm riêng, khuyến khích khách hàng truyền thống thu hút khách hàng Các NHTM cần đại hóa cơng nghệ, đa dạng hóa nâng cao tiện ích sản phẩm dịch vụ ngân hàng đại dựa công nghệ kỹ thuật tiên tiến, đồng thời đơn giản hóa thủ tục nhằm khách hàng tiếp cận sản phẩm dịch vụ ngân hàng cách dễ dàng hiệu đồng thời thỏa mãn nhiều đối tượng khách hàng Nâng cao trình độ công nghệ nguồn nhân lực chất lượng cao để phát triển dịch vụ phi tín dụng ứng dụng công nghệ cao giao dịch công cụ phái sinh, kinh doanh ngoại tệ, ủy thác… 5.3.3 Kiểm soát tăng trưởng tín dụng Kết nghiên cứu cho thấy, tăng trưởng tín dụng có tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng, đó, để giảm thiểu tác động tăng trưởng tín dụng đến rủi ro tín dụng NHTM cần: Các NHTM cần xây dựng sách tín dụng cho ngân hàng, xác định rõ chiến lược phát triển, xây dựng chiến lược kinh doanh trước mắt lâu dài Đồng thời tăng cường công tác đào tạo bồi dưỡng cán công tác kiểm tra, kiểm soát nội NHTM cần kiểm soát tốc độ tăng trưởng tín dụng đảm bảo tập trung cho lĩnh vực sản xuất kinh doanh, lĩnh vực ưu tiên theo chủ trương phủ, chủ động phân tích tình hình để kiểm sốt chất lượng, bảo đảm an toàn hoạt động cho vay 65 NHTM cần kiểm soát chặt chẽ tốc độ tăng trưởng chất lượng tín dụng lĩnh vực tiềm ẩn rủi ro, kiểm sốt chặt chẽ tín dụng tiêu dùng tín dụng tiêu dùng liên quan đến bất động sản, kiểm sốt chặt chẽ mục đích sử dụng vốn vay NHTM cần tích cực xử lý nợ xấu gắn liền với tăng trưởng tín dụng hiệu Bên cạnh thực biện pháp xử lý nợ xấu, NHTM cần tập trung giải pháp nhằm tăng trưởng tín dụng cách hiệu Các NHTM cần đảm bảo việc tăng trưởng tín dụng phải gắn liền với chất lượng tín dụng, tiếp cận ngành nghề có xu hướng phát triển kinh tế theo thời kỳ để giảm thiểu rủi ro cho ngân hàng thông qua việc đề kế hoạch, thực tìm hiểu thị trường, xu hướng phát triển ngành nghề với chuyên gia có kinh nghiệm cách chi tiết cụ thể Đồng thời, việc tăng trưởng tín dụng cần gắn liền với nâng cao chất lượng thẩm định hiệu hoạt động kiểm tra, kiểm sốt khoản vay nhằm giảm thiểu rủi ro tín dụng giúp ngân hàng có định đắn nhằm phòng ngừa rủi ro tương lai 5.3.4 Kiểm sốt tăng quy mơ ngân hàng Kết cho thấy quy mơ ngân hàng có tác động chiều với rủi ro tín dụng Do đó, để giảm thiểu tác động quy mô ngân hàng đến rủi ro tín dụng, NHTM cần: Khi tăng quy mô tài sản, NHTM cần gắn với việc phân bổ danh mục sử dụng tài sản cho an toàn hợp lý, đồng thời nâng cao lực quản trị rủi ro tín dụng, hạn chế nợ xấu gia tăng nhằm khơi thơng dòng vốn, giảm thiểu thiệt hại giữ vững lòng tin từ cơng chúng Các NHTM cần có lộ trình phù hợp cho q trình mở rộng quy mơ ngân hàng, kiểm sốt thận trọng việc sử dụng đòn bẩy, đảm bảo rủi ro gia tăng việc mở rộng quy mô ngân hàng nằm tầm kiểm sốt ngân hàng Các NHTM có quy mô lớn không nên tập trung khoản vay cho số đối tượng mà cần đa dạng hóa danh mục cho vay Việc đa dạng hóa danh mục cho vay thực thông qua việc tăng chi nhánh ngân hàng từ tăng liên kết ngân 66 hàng, khuyến khích tham gia thị trường nợ thứ cấp nhiên NHTM cần kiểm soát chặt chẽ khoản vay 5.3.5 Tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế kiềm chế lạm phát Kết nghiên cứu cho thấy yếu tố vĩ mô bao gồm tốc độ tăng trưởng kinh tế tỷ lệ lạm phát tác động đến rủi ro tín dụng tức tác động đến hoạt động cho vay khả trả nợ khách hàng Các biến vĩ mô thường nằm ngồi tầm kiểm sốt NHTM, NHTM cần chủ động ứng phó trước thay đổi kinh tế vĩ mô nhằm giúp ngân hàng dự báo khoản trích lập dự phòng rủi ro đồng thời đưa chiến lược phát triển hợp lý, vừa đảm bảo khả sinh lời vừa bảo toàn tài sản ngân hàng Kết nghiên cứu cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng, tức tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế làm cho rủi ro tín dụng giảm Vì vậy, để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, phủ cần có biện pháp nhằm cải cách thủ tục hành chính, cải thiện mơi trường đầu tư kinh doanh nhằm tháo gỡ cho doanh nghiệp gặp khó khăn Đồng thời, đẩy mạnh sản xuất công nghiệp, thúc đẩy tiêu dùng nước mở rộng mạng lưới tiêu thụ phân phối sản phẩm, nâng cao chất lượng dịch vụ, đẩy nhanh tiến độ thực giải ngân nguồn vốn đầu tư… từ giúp tăng khả trả nợ doanh nghiệp đồng thời giảm tỷ lệ nợ xấu NHTM Kết nghiên cứu mối quan hệ chiều tỷ lệ lạm phát rủi ro tín dụng, tức tỷ lệ lạm phát tăng làm cho rủi ro tín dụng tăng Để kiềm chế lạm phát, phủ cần thực sách tiền tệ cách chặt chẽ, bảo đảm cân đối cung cầu hàng hóa, thực hành tiết kiệm sản xuất tiêu dùng tăng cường công tác quản lý thị trường, kiểm soát việc chấp hành Việc kiềm chế lạm phát trì mức lạm phát thấp làm cho hoạt động kinh tế ổn định, lãi suất biến động từ góp phần giảm tỷ lệ nợ xấu 5.4 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu Bài nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam sử dụng tỷ lệ nợ xấu làm biến phụ thuộc, nhiên thực tế 67 nhiều cách đo lường rủi ro tín dụng Bên cạnh đó, nghiên cứu bỏ qua ảnh hưởng cấu trúc vốn sở hữu nghiên cứu Thời gian nghiên cứu 2007 – 2017 ngắn so với nghiên cứu trước giới, đó, kết nghiên cứu chưa phản ánh xu hướng có tính chất dài hạn Khơng gian nghiên cứu 30 NHTM Việt Nam nhiều ngân hàng hệ thống NHTM Việt Nam không thuộc đối tượng nghiên cứu Ngân hàng Thương mại TNHH MTV Xây dựng Việt Nam, Ngân hàng Thương mại TNHH MTV Đại Dương, Ngân hàng Thương mại TNHH MTV Dầu khí Toàn Cầu, Ngân hàng TMCP Đại chúng Việt Nam Bên cạnh đó, q trình lấy liệu từ Bankscope, báo cáo thường niên, báo cáo tài 30 NHTM Việt Nam mẫu nghiên cứu số ngân hàng thiếu nên đánh giá tác động biến độc lập mẫu nghiên cứu mà chưa đánh giá tổng quát cho tổng thể Hướng nghiên cứu mở rộng không gian thời gian nghiên cứu để kết nghiên cứu đại diện cho tổng thể hệ thống NHTM Việt Nam Đồng thời bổ sung cấu trúc vốn sở hữu biến kiểm soát khác sử dụng biến phụ thuộc rủi ro tín dụng thơng qua cách đo lường khác để đánh giá xác cụ thể tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Kết luận chương Nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam thông qua 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 cho thấy tác động biến độc lập vốn chủ sở hữu tác động chiều với rủi ro tín dụng thơng qua biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu Kết nghiên cứu cho thấy biến tỷ lệ nợ xấu kỳ trước, quy mô ngân hàng, tỷ lệ lạm phát tác động chiều với rủi ro tín dụng biến hiệu hoạt động, tăng trưởng tín dụng, tốc độ tăng trưởng kinh tế tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng Từ đó, nghiên cứu đưa số gợi ý sách nhằm hạn chế tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng gợi ý sách nhằm giảm thiểu rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt Báo cáo tài 30 NHTM giai đoạn 2007 – 2017 Báo cáo thường niên 30 NHTM giai đoạn 2007 – 2017 Dữ liệu nghiên cứu ngân hàng từ Bankscope giai đoạn 2007 – 2017 Bùi Duy Tùng Đặng Thị Bạch Vân, 2015 Ảnh hưởng yếu tố nội đến nợ xấu ngân hàng thương mại Tạp chí Phát triển Kinh tế, 26(10), 111-128 Chính phủ, 2006 Nghị định 141/2006/NĐ-CP ngày 22/11/2006 ban hành danh mục vốn pháp định tổ chức tín dụng Đinh Xuân Hạng Nguyễn Văn Lộc, 2012 Giáo trình quản trị tín dụng ngân hàng thương mại Hà Nội: Nhà xuất Tài Lê Thị Lợi, 2013 Vốn chủ sở hữu ngân hàng Việt Nam, vấn đề quản trị vốn Tạp chí Ngân hàng, số 2+3, 90-95 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2016 Thông tư 41/2016/TT-NHNN ngày 30/12/2016 quy định tỷ lệ an toàn vốn ngân hàng, chi nhánh ngân hàng nước Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2014 Quyết định 22/VBNN-NHNN ngày 04/06/2014 ban hành quy định phân loại nợ, trích lập sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro tín dụng hoạt động ngân hàng tổ chức tín dụng 10 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2013 Thông tư 02/2013/TT-NHNN ngày 21/01.2013 quy định phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phòng rủi ro việc sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro hoạt động Tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước 11 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2007 – 2017 Báo cáo thường niên 12 Nguyễn Đăng Dờn cộng sự, 2010 Quản trị Ngân hàng thương mại đại Hồ Chí Minh: nhà xuất Phương Đông 13 Nguyễn Thị Hồng Vinh Lê Phan Thị Diệu Thảo, 2016 Tác động vốn ngân hàng đến khả sinh lời rủi ro tín dụng: Trường hợp ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển Kinh tế, 27(3), 25-44 14 Nguyễn Thị Hồng Vinh, 2015 Yếu tố tác động đến nợ xấu ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển Kinh tế, 26(11), 80-98 15 Nguyễn Thị Tuyết Nga, 2016 Tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng Ngân hàng Thương mại Việt Nam Tạp chí Tài chính, kỳ I, tháng 12/2016, 3941 16 Nguyễn Văn Tiến, 2015 Quản trị Ngân hàng thương mại Hà Nội: nhà xuất Lao động 17 Trần Huy Hoàng, 2011 Quản trị Ngân hàng thương mại Hồ Chí Minh: nhà xuất Lao động Xã hội 18 Võ Thị Quý Bùi Ngọc Toản, 2014 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí khoa học Trường Đại học Mở TP.HCM, 3(36), 16-24 Danh mục tài liệu tiếng Anh Ayaydin, H., & Karakaya, A., 2014 The effect of Bank Capital on Profitablility and Risk in Turkish Banking International Journal of Business and Social Science, 5(1), 253-271 Berger, N., & DeYoung, R., 1997 Problem Loans and Cost Efficiency in Commercial Banks Journal of Banking and Finance, 21(6), 849-870 Curak, M., Pepur, S., & Poposki, K., 2013 Determinants of non – performing loans – evidence from Southeastern European banking systems Bank and Bank Systems (open-access), 8(1), 45-53 Hansan Ayaydin & Aykut Karakaya, 2014 The effect of Bank Capital on Profitability and Risk in Turkish Banking International Journal of Business and Social Science, Vol.5 No 1, pp.252-271 Hasna Chaibi & Zied Ftiti, 2014 Credit Risk Determinants: Evidence from a cross – country study Research in International Business at Finance, 33(2015), 1-16 Keeton, R., & Morris, S., 1987 Why banks’ loan losses differ? Federal Reserve Bank of Kansas City Economic Review, 72(5), 3-21 Louzis, D., Vouldis, A., & Metaxas, V., 2010 Macroeconomic and bank – specific determinants of non – performing loans in Greece: A comparative study of mortgage, business and consumer loan portfolios Working Paper, Bank of Greece Nabila Zribi & Younes Boujelbène, 2011, The factors influencing bank credit risk: The case ofTunisia Journal of Accounting and Taxation, Vol 3(4), pp 70-78 Peter S Rose, 2012 Bank Management and Financial Services 9th Edition The McGraw-Hill/Irwin Series in Finance, Insurance, and Real Estate 10 Tehulu, A., & Olana, R., 2014 Bank – specific Determinants of Credit Risk: Empirical Evidence from Ethiopian Banks Research Journal of Finance and Accouting, 5(7), 80-85 PHỤ LỤC NGHIÊN CỨU PHỤ LỤC 1: Thống kê mô tả biến nghiên cứu xtset NH Time panel variable: NH (strongly balanced) time variable: Time, 2007 to 2017 delta: unit sum NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -NPL | 258 0236377 0170275 0001 114 NPL1 | 240 0241409 0173373 0001 114 ETA | 301 1053393 0561289 03498 4624 ROA | 292 0094547 0084296 -.0599 0554 SIZE | 302 11.12282 1.288352 7.790962 13.99973 -+ -LG | 284 3462316 5468858 -.3071 7.4861 GDP | 330 0627273 0088087 0525 0848 INF | 330 0880909 0668827 0063 2297 PHỤ LỤC 2: Ma trận tương quan biến corr NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF (obs=219) | NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF -+ -NPL | 1.0000 NPL1 | 0.4968 1.0000 ETA | 0.1183 -0.0234 1.0000 ROA | -0.1684 -0.2208 0.2528 1.0000 SIZE | -0.0157 0.0956 -0.7023 -0.0969 1.0000 LG | -0.2275 -0.1768 -0.0048 0.3227 -0.1758 1.0000 GDP | -0.2814 -0.2354 -0.1333 0.0354 0.1251 0.0439 1.0000 INF | 0.0096 -0.2332 0.1211 0.2663 -0.2112 -0.0201 -0.0673 1.0000 PHỤ LỤC 3: Kiểm tra đa cộng tuyến vif Variable | VIF 1/VIF -+ -SIZE | 2.40 0.417302 ETA | 2.39 0.417710 ROA | 1.44 0.694904 LG | 1.31 0.763606 INF | 1.23 0.813106 NPL1 | 1.19 0.838870 GDP | 1.10 0.909181 -+ -Mean VIF | 1.58 PHỤ LỤC 4: Hồi quy OLS reg NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 7, 219 211) = 14.43 Model | 019865672 002837953 Prob > F = 0.0000 Residual | 04150085 211 000196686 R-squared = 0.3237 Adj R-squared = 0.3013 Root MSE 01402 -+ -Total | 061366522 218 000281498 = -NPL | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 4477688 0616917 7.26 0.000 3261578 5693797 ETA | 0752128 0358459 2.10 0.037 004551 1458747 ROA | -.2194705 1384147 -1.59 0.114 -.4923233 0533824 SIZE | 0013105 0012766 1.03 0.306 -.001206 003827 LG | -.0053173 0039254 -1.35 0.177 -.0130554 0024208 GDP | -.4359823 1769461 -2.46 0.015 -.784791 -.0871737 INF | 0335343 0164452 2.04 0.043 0011163 0659522 _cons | 0184271 0206744 0.89 0.374 -.0223277 0591819 PHỤ LỤC 5: Mơ hình hồi quy tác động cố định FEM mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên REM xtreg NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 219 Group variable: NH Number of groups = 30 R-sq: = 0.2522 Obs per group: = between = 0.3983 within avg = 7.3 overall = 0.3018 max = 10 F(7,182) = 8.77 Prob > F = 0.0000 corr(u_i, Xb) = 0.1661 -NPL | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 3127551 0716724 4.36 0.000 1713394 4541708 ETA | 1217733 ROA | -.1661457 0435422 2.80 1600226 -1.04 0.006 0358608 2076858 0.301 -.4818838 1495924 SIZE | 0026785 0029558 0.91 0.366 -.0031535 0085104 LG | -.0063425 0045631 -1.39 0.166 -.0153459 002661 GDP | -.4723597 1912865 -2.47 0.014 -.8497841 -.0949353 INF | 0198471 0213865 0.93 0.355 -.0223504 0620445 _cons | 0045962 0364254 0.13 0.900 -.0672741 0764665 -+ -sigma_u | 00619798 sigma_e | 01405897 rho | 1627271 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(29, 182) = 0.96 Prob > F = 0.5235 est sto fe xtreg NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF, re Random-effects GLS regression Number of obs = 219 Group variable: NH Number of groups = 30 R-sq: = 0.2380 Obs per group: = between = 0.4998 avg = 7.3 overall = 0.3237 max = 10 within corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(7) = 101.00 Prob > chi2 = 0.0000 -NPL | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 4477688 0616917 7.26 0.000 3268553 5686822 ETA | 0752128 0358459 2.10 0.036 0049563 1454694 ROA | -.2194705 1384147 -1.59 0.113 -.4907583 0518173 SIZE | 0013105 0012766 1.03 0.305 -.0011916 0038126 LG | -.0053173 0039254 -1.35 0.176 -.013011 0023764 GDP | -.4359823 1769461 -2.46 0.014 -.7827903 -.0891743 INF | 0335343 0164452 2.04 0.041 0013023 0657663 _cons | 0184271 0206744 0.89 0.373 -.0220939 0589482 -+ -sigma_u | sigma_e | 01405897 rho | (fraction of variance due to u_i) - est sto re PHỤ LỤC 6: Hausman Test hausman fe re Coefficients -| (b) (B) | fe re (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -NPL1 | 3127551 4477688 -.1350136 0364839 ETA | 1217733 0752128 0465605 0247184 ROA | -.1661457 -.2194705 0533248 0803033 SIZE | 0026785 0013105 001368 0026659 LG | -.0063425 -.0053173 -.0010252 0023266 GDP | -.4723597 -.4359823 -.0363773 0726678 INF | 0198471 0335343 -.0136872 0136726 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 20.15 Prob>chi2 = 0.0053 PHỤ LỤC 7: Kiểm định Phương sai thay đổi xử lý phương sai thay đổi Mơ hình GLS xtreg NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 219 Group variable: NH Number of groups = 30 R-sq: = 0.2522 Obs per group: = between = 0.3983 avg = 7.3 overall = 0.3018 max = 10 F(7,182) = 8.77 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.1661 -NPL | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 3127551 0716724 4.36 0.000 1713394 4541708 ETA | 1217733 0435422 2.80 0.006 0358608 2076858 ROA | -.1661457 1600226 -1.04 0.301 -.4818838 1495924 SIZE | 0026785 0029558 0.91 0.366 -.0031535 0085104 LG | -.0063425 0045631 -1.39 0.166 -.0153459 002661 GDP | -.4723597 1912865 -2.47 0.014 -.8497841 -.0949353 INF | 0198471 0213865 0.93 0.355 -.0223504 0620445 _cons | 0045962 0364254 0.13 0.900 -.0672741 0764665 -+ -sigma_u | 00619798 sigma_e | 01405897 rho | 1627271 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(29, 182) = 0.96 Prob > F = 0.5235 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = Prob>chi2 = 3.0e+05 0.0000 xtgls NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = 30 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = 219 Number of groups = 30 Obs per group: = avg = 7.3 max = 10 Wald chi2(7) = 279.10 Prob > chi2 = 0.0000 -NPL | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 4999354 0435997 11.47 0.000 4144817 5853892 ETA | 0786488 0213206 3.69 0.000 0368612 1204365 ROA | -.1932129 0865492 -2.23 0.026 -.3628462 -.0235797 SIZE | 0014521 0006499 2.23 0.025 0001783 0027258 LG | -.0050526 0023683 -2.13 0.033 -.0096943 -.0004108 GDP | -.3074324 0805292 -3.82 0.000 -.4652668 -.1495981 INF | 0361823 007407 4.88 0.000 0216649 0506998 _cons | 0055281 010472 0.53 0.598 -.0149966 0260529 PHỤ LỤC 8: Kiểm định tự tương quan bậc hồi quy System GMM xtserial NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 26) = 28.258 Prob > F = xtabond2 0.0000 NPL NPL1 ETA ROA SIZE LG GDP INF, gmm( NPL1) iv( ETA ROA SIZE LG GDP INF) twostep Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: NH Number of obs = 219 Time variable : Time Number of groups = 30 Number of instruments = 61 Obs per group: = Wald chi2(7) = 23845.68 avg = 7.30 Prob > chi2 = 0.000 max = 10 -NPL | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -NPL1 | 392252 0172248 22.77 0.000 3584921 426012 ETA | 0978874 0081092 12.07 0.000 0819936 1137812 ROA | -.1963148 0500607 -3.92 0.000 -.2944319 -.0981977 SIZE | 0025468 0003688 6.90 0.000 0018239 0032696 LG | -.0028824 0008873 -3.25 0.001 -.0046215 -.0011432 GDP | -.4536531 0298979 -15.17 0.000 -.5122519 -.3950543 INF | 0365382 0029384 12.43 0.000 0307791 0422974 _cons | 002724 006533 0.42 0.677 -.0100805 0155284 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(ETA ROA SIZE LG GDP INF) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).NPL1 Instruments for levels equation Standard ETA ROA SIZE LG GDP INF _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.NPL1 -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.47 Pr > z = 0.014 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.83 Pr > z = 0.404 -Sargan test of overid restrictions: chi2(53) = 74.12 Prob > chi2 = 0.029 Prob > chi2 = 1.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(53) = 20.34 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(44) Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 22.49 Prob > chi2 = 0.997 = -2.15 Prob > chi2 = 1.000 = 17.99 Prob > chi2 = 1.000 = 2.35 Prob > chi2 = 0.885 iv(ETA ROA SIZE LG GDP INF) Hansen test excluding group: chi2(47) Difference (null H = exogenous): chi2(6) ... - Vốn chủ sở hữu có tác động đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam hay không? - Mức độ tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam nào? - Những sách hạn chế tác động vốn chủ sở hữu đến. .. TRẠNG VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 23 3.1 Giới thiệu Ngân hàng thương mại Việt Nam 23 3.2 Thực trạng vốn chủ sở hữu Ngân hàng thương mại Việt. .. chiến lược riêng ngân hàng để hạn chế tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng đồng thời giảm thiểu rủi ro tín dụng Từ khóa: vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng, ngân hàng thương mại Title: The