Tác động của các nhân tố đến rủi ro phá sản của các ngân hàng thương mại niêm yết tại Việt Nam

Bài viết nghiên cứu tác động của một số nhân tố đến rủi ro phá sản của 6 ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong 20 quý, tương ứng với giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2015. Dựa trên kết quả phân tích cho thấy, đòn bẩy tài chính và tỷ lệ thu nhập lãi thuần có mối liên hệ đến rủi ro phá sản của các ngân hàng thương mại niêm yết. Mời các bạn tham khảo!

TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN RỦI RO PHÁ SẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Hoàng Thị Minh Duyên ThS.NCS Vũ Thị Thúy Vân1 Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Lương Thị Ngọc Thủy Ngân hàng TMCP Quân đội Tóm tắt Bài viết nghiên cứu t c động số nhân tố đến rủi ro phá sản ngân hàng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam 20 quý, tương ứng với giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2015 Dựa kết phân tích cho thấy, địn bẩy tài tỷ lệ thu nhập lãi có mối liên hệ đến rủi ro phá sản ngân hàng thương mại niêm yết Đây coi báo sức khỏe ngân hàng giúp ngân hàng đưa định hướng hoạt động cho phù hợp với chiến lược quản trị rủi ro thời kì Từ khóa: Địn bẩy, Rủi ro phá sản, Thu nhập lãi Đặt vấn đề Trong trình tái cấu trúc giai đoạn năm từ năm 2011 đến năm 2015, hệ thống ngân hàng Việt Nam trải qua nhiều biến động, đặc biệt phải kể đến việc Ngân hàng nhà nước mua lại ba ngân hàng thương mại OceanBank, GPBank, VNCB với giá đồng, loạt vụ sáp nhập khác Cách xử lý ba ngân hàng xem biện pháp phù hợp điều kiện bước quan trọng để tiến tới triển khai thủ tục phá sản tổ chức tín dụng theo tố tụng tư pháp quy định Luật Phá sản mà Quốc hội thông qua năm 2014 (Lê Thị Nga, 2015) Tuy nhiên, với chức trung gian tài chính, ngân hàng thương mại cầu nối cho dòng vốn luân chuyển chủ thể kinh tế, điều tất yếu dẫn đến quan ngại ngân hàng phá sản, hệ thống tài bị ảnh hưởng dây chuyền theo hiệu ứng Domino khiến kinh tế bị rơi vào khủng hoảng Email tác giả chính: thuyvan1507@gmail.com 243 Thực tiễn minh chứng, khủng hoảng tài giới khởi đầu Mỹ năm 2009 bắt nguồn từ phá sản ngân hàng thương mại hoạt động cho vay chấp “dưới chuẩn” ngân hàng, dẫn đến suy thối kinh tế tồn cầu Do đó, việc lưu tâm cách mực vấn đề quản lý nghiên cứu rủi ro phá sản ngân hàng thương mại Việt Nam để đưa biện pháp nâng cao sức khỏe ngân hàng, giảm thiểu tối đa khả ngân hàng đối mặt với phá sản vô quan trọng Trước cấp thiết nghiên cứu rủi ro phá sản ngân hàng thương mại thị trường Việt Nam, đề tài nghiên cứu tính đến thời điểm cịn tồn khoảng trống nghiên cứu Thứ nhất, chưa có nhiều cơng trình nghiên cứu rủi ro phá sản ngân hàng Hầu hết nghiên cứu trước tập trung vào doanh nghiệp ngành tài - ngân hàng Hơn nữa, nghiên cứu nhân tố tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng Việt Nam khai thác phân tích; giới, việc nghiên cứu nhân tố thực đa dạng Thứ hai, nghiên cứu Việt Nam rủi ro phá sản chủ yếu xoay quanh việc xác định ngưỡng phá sản mơ hình điểm số Z Altman doanh nghiệp ngành tài - ngân hàng, số xếp ngân hàng vào nhóm Z chưa đặc trưng rủi ro phá sản ngân hàng Hơn nữa, nghiên cứu chưa tập trung phân tích nhân tố tác động đến rủi ro Trong đó, việc phân tích nhân tố sở quan trọng việc quản lý rủi ro hệ thống thị trường chứng khốn, đóng vai trò báo sức khỏe ngân hàng giúp ngân hàng điều chỉnh hoạt động cho phù hợp với chiến lược quản trị rủi ro thời kì Xuất phát từ khoảng trống nêu trên, việc nghiên cứu nhân tố tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng thương mại cần thiết Phƣơng pháp nghiên cứu 2.1 Phương pháp thu thập số liệu Để phân tích tác động nhân tố đến rủi ro phá sản ngân hàng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả sử dụng liệu thứ cấp thu thập từ báo cáo tài ngân hàng niêm yết bao 244 gồm Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB), Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam Vietinbank (CTG), Ngân hàng TMCP Xuất nhập Việt Nam Eximbank (EIB), Ngân hàng TMCP Sài Gịn Thương Tín Sacombank (STB), Ngân hàng TMCP Sài Gịn – Hà Nội (SHB), Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam Vietcombank (VCB) 20 quý giai đoạn nghiên cứu năm từ đầu quý I năm 2011 đến hết quý IV năm 2015 tiến hành xử lý số liệu 2.2 Phương pháp xử lý số liệu Trước hết, từ liệu thu thập được, tác giả thực tính tốn tiêu cần thiết cho nghiên cứu phần mềm Microsoft Excel 2013 Sau đưa số liệu vào phần mềm thống kê Stata 13 theo mơ hình Panel Data Tác giả tiếp tục xử lý số liệu thu thập thơng qua việc phân tích tương quan biến độc lập thống kê mơ tả biến có mơ việc quan sát phân tích thống kê đặc trưng mô tả biến như: trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, độ lệch chuẩn Tiếp đến, sử dụng phương pháp ước lượng xây dựng mơ hình hồi quy với số liệu mảng, có lựa chọn mơ hình: mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model), mơ hình tác động cố định (Fixed Effect Model) OLS gộp (Pooled OLS) để hồi quy phần mềm thống kê Stata 2.3 Mơ hình nghiên cứu Rủi ro phá sản ngân hàng thương mại niêm yết nghiên cứu xác định dựa điểm số Z-score (Boyd & ctg, 2006) Trên thực tế, nguy phá sản ngân hàng thể qua điểm số Z đo lường qua khoảng thời gian ngắn năm (Boyd & cộng sự, 2006; Yeyati & Micco, 2007), nhà nghiên cứu khác xem xét mức năm (Hannan & Hanweck, 1988) năm (Laeven & Levine, 2009) Trong mẫu nghiên cứu ngân hàng Hoa Kỳ, Boyd & cộng (2006) sử dụng quan sát hàng q để ước tính giá trị trung bình độ lệch chuẩn ngân hàng ROA để tính Z-score Số liệu theo quý Yeyati & Micco (2007) sử dụng nghiên cứu, Hannan & Hanweck (1988) lại sử dụng liệu tháng 245 Mỗi nghiên cứu tận dụng đặc điểm phù hợp với mẫu nghiên cứu để đo lường Z-score Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả tập trung chủ yếu vào việc sử dụng liệu ngân hàng thương mại niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, công bố quý Như vậy, xem xét khoảng thời gian năm (2011-2015) sở báo cáo tài theo quý, mở rộng quy mơ mẫu Ngồi ra, so sánh việc xem xét khía cạnh mẫu nghiên cứu theo quý theo năm, độ biến động ROA ngắn hạn (theo quý) mong đợi cao thể rõ mức biến động dài hạn (theo năm)  nghĩa điểm số Z Tính chất Z - score Z - score lớn, khả dẫn tới khánh kiệt phá sản ngân hàng thấp, ngược lại Ví dụ, trường hợp giảm thu nhập làm thâm hụt vốn, tức Z - score giảm, tương đương với việc khiến ngân hàng lâm vào trạng thái khánh kiệt đứng trước nguy phá sản  Mơ hình kiểm định Để kiểm định tác động nhân tố đến rủi ro hệ thống, tác giả sử dụng mơ hình hồi quy số liệu mảng ngân hàng thương mại niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Biến phụ thuộc mơ hình lựa chọn điểm số Z, đại diện cho rủi ro phá sản ngân hàng niêm yết thị trường Các biến độc lập lựa chọn mơ hình tiêu tài đại diện cho nhóm rủi ro tín dụng, rủi ro lãi suất, rủi ro khoản rủi ro phát sinh từ cấu vốn tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng Nghiên cứu lựa chọn mơ hình kiểm định dựa mơ hình điều chỉnh phù hợp với thực tiễn Việt Nam nghiên cứu Nguyễn Thanh Dương (2013) Tuy nhiên, khác với Nguyễn Thanh Dương, chạy mơ hình, để đảm bảo khơng xảy tượng đa cộng tuyến biến độc lập gây ảnh hưởng đến kết nghiên cứu, tác giả lựa chọn nhóm tiêu đại diện để đưa vào phân tích 246 Bảng 1: Ma trận hệ số tƣơng quan biến độc lập mơ hình LLR LLR NIR LDR LLP LEV 0,033865 NIR LEV 0,091594 0,077749 LDR 0,125955 0,075695 0,230512 LLP 0,927481 0,024989 -0,06661 0,101803 Nguồn: Tác giả tính toán dựa liệu Stoxplus phần mềm icrosoft Excel Để đảm bảo khơng bỏ sót biến quan trọng, nghiên cứu kiểm định khả xảy tượng đa cộng tuyến biến độc lập mơ hình Nguyễn Thanh Dương trình bày Bảng Kết cho thấy tồn tượng đa cộng tuyến hai biến LLR LLP với hệ số tương quan r = 0.927> 0.8 Từ đó, tiến hành kiểm định độ phù hợp mơ hình hồi quy, tác giả loại biến LLP giữ lại biến LLR đại diện cho rủi ro tín dụng tác động đến khả phá sản ngân hàng Như vậy, dựa nghiên cứu tiến hành tác giả trước, với cân nhắc trình thực hiện, có điều chỉnh cho phù hợp với đặc trưng đối tượng nghiên cứu thực tiễn Việt Nam, nghiên cứu tiến hành lựa chọn tiêu nhóm nhân tố để đưa vào mơ hình Mơ hình kiểm định xây dựng sau: Zscoreit = α0 + α1 LLRit + α2LEVit + α3 NIRit + α4 LDRit + ui + εi Trong đó: Zscore (điểm số Z): Rủi ro phá sản i: biến phần tử chéo thứ i t: biến đc quan sát mức thời điểm t ui: thành phần sai số riêng biệt phần tử chéo ei: sai số ngẫu nhiên thông thường 247 Các hệ số từ α1 đến α4 thể tác động nhân tố đến rủi ro phá sản Với mức ý nghĩa xác định, hệ số khơng có nghĩa hệ số khơng có ý nghĩa thống kê, tức nhân tố đưa không tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng thương mại niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Bảng 2: Tóm tắt biến từ nghiên cứu thực chứng Nhân tố Công thức Nghiên cứu thực nghiệm Rủi ro phá sản Z-score= Hannan & Hanweck (1988); Jordan J S (1998); Marco T G & Fernandez M D (2004); Boyd & cộng (2006); Yeyati & Micco (2007); Cihak M & Hess H (2008); Laeven & Levine, (2009) Foos D., Norden L & Weber M (2010) Rủi ro tín dụng LLR= Whalen G & Thomson J B (1988); Halling M & Hayden E (2006) Rủi ro lãi suất NIR= Logan A (2001); Halling M & Hayden E (2006); Jordan J D &cộng (2011) Rủi ro khoản LDR= Rủi ro tài LEV = 248 Montgomery & cộng (2004); PWC (2006, 2011) (Estrella & cộng sự, 2000); Logan (2001); Montgomery (2004); Jordan J D & cộng (2011) 3 Kết nghiên cứu 3.1 Kiểm định mối quan hệ tương quan biến lựa chọn mơ hình Từ số liệu thu thập xử lý liệu theo biến dược lựa chọn mơ hình, kết thống kê mơ tả cụ thể sau: Bảng Thống kê mô tả biến mơ hình Variable Mean Std.Dev Min Max Z-score 161,8956 168,2058 8,747149 1105,087 1,038977 LLR 0,0023649 0,0032135 -0,0099146 0,0241354 1,358831 LEV 0,0834424 0,0158834 0,0473046 0,116441 0,190352 NIR 0,007361 0,0027302 0,0027302 0,012909 0,370901 LDR 0,572696 0,090061 0,362322 0,696362 0,157258 Nguồn: Tác giả tính tốn dựa liệu Stoxplus phần mềm CV icrosoft Excel Từ bảng thống kê mô tả nhận thấy Z-score ngân hàng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam nhận giá trị trung bình 161,8956; ngồi ra, hệ số biến thiên CV biến phụ thuộc Z-score cao 1,039; cho thấy mức độ phân tán tương đối đáng kể giá trị Z-score ngân hàng so với giá trị trung bình Điều thấy rõ ràng qua thực tế điểm số Z quý năm 2013 SHB có giá trị nhỏ 8,747 Ngân hàng STB quý năm 2012 có điểm số Z đạt giá trị lớn lên tới số 1105,087 3.2 Kết kiểm định mơ hình Trước hết, nhóm tác giả tiến hành hồi quy với mơ hình tác động ngẫu nhiên sau kiểm định lại mơ hình có tồn ui hay khơng 249 Bảng 4: Kết ƣớc lƣợng theo mơ hình tác động ngẫu nhiên Các biến mơ hình Hệ số hồi quy (α) Thống kê z P_value LLR 4552,742 1,00 0,315 LEV -2817,997 -2,23 0,026 NIR -16486,9 -2,10 0,036 LDR 191,971 1,02 0,305 C 397,6888 2,49 0,013 Độ tin cậy 95% Nguồn: Tác giả tính tốn dựa liệu Stoxplus phần mềm thống kê Stata Sau sử dụng kiểm định Breusch - Pagan (xttest 0) để lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên hay mơ hình OLS gộp: Bảng 5: Kết kiểm định Breusch - Pagan Var Sd=sqrt(Var) Zscore 28293,2 168,2058 E 22878,94 151,2578 U 9419,529 97,05426 Test: Var(u)= Chibar2 (01)= 7,76 Prob> chibar2= 0,0027 Nguồn: Tác giả tính tốn dựa liệu Stoxplus phần mềm thống kê Stata Theo kết kiểm định Breusch - Pagan, Prob= 0,0027< 5%, đủ điều kiện bác bỏ H0: tức khơng sử dụng mơ hình OLS gộp Khi đó, xuất lựa chọn hai mơ hình tác động ngẫu nhiên tác động cố định Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình cho dự báo: 250 Bảng 6: Kết kiểm định Hausman Test: H0: difference in coefficients not systematic chi2(4)= 4,48 Prob> chi2= 0,3445 Nguồn: Tác giả tính tốn dựa liệu Stoxplus phần mềm thống kê Stata Tác giả nhận thấy Prob 0,3445 lớn mức ý nghĩa 5% nên khơng có mối tương quan ui biến độc lập Do đó, lựa chọn phù hợp mơ hình tác động ngẫu nhiên Để khẳng định lần mơ hình tác động ngẫu nhiên có ý nghĩa dự báo, nghiên cứu tiến hành kiểm định bệnh mơ hình lựa chọn sau: Bảng 7: Kiểm định tƣơng quan chéo mơ hình Pesaran‟s test of cross sectional independence = 0,245 Pr= 0,8603 Average absolute value of the off- diagonal elements= 0,305 Nguồn: Tác giả tính tốn dựa liệu Stoxplus phần mềm thống kê Stata Theo kết kiểm định Pesaran có Prob = 0,8063 lớn mức ý nghĩa thống kê nên không đủ điều kiện bác bỏ H0; đó, mơ hình khơng có tương quan chéo Vậy, mơ hình kiểm định có độ tin cậy cao dự báo Bảng mô hình tác động ngẫu nhiên cho thấy kết hồi quy tác động nhân tố đến rủi ro phá sản ngân hàng Với độ tin cậy 95%, kết hồi quy từ mơ hình tác động ngẫu nhiên tác động nhân tố NIR LEV có ý nghĩa thống kê Từ kết hồi quy thu hệ số ước lượng α tương ứng, cho thấy, NIR LEV tác động ngược chiều với Zscore, tức tác động chiều với rủi ro phá sản Điều đồng nghĩa với việc tỷ lệ lãi tăng lên (NIR tăng) địn bẩy tài tăng (LEV tăng) làm cho rủi ro phá sản tăng ngược lại 251 Thứ nhất, địn bẩy tài đo lường hệ số tự tài trợ ngược chiều với rủi ro phá sản Tuy kết có ngược lại với kỳ vọng ban đầu nghiên cứu, kết nghiên cứu trước Montgomery (2004), giải thích với giả định vốn chủ sở hữu biến đổi kì tài chính, tỷ lệ LEV chủ yếu phụ thuộc vào mức độ tăng trưởng tổng huy động vốn Nếu huy động vốn ngân hàng khơng tốt, LEV tăng lên Trong đó, cần nguồn tài trợ cho tín dụng, dẫn tới cân cấu tài trợ, đồng thời chi phí huy động vốn tăng lên, ngân hàng không hoạt động hiệu quả, đẩy ngân hàng đến đối mặt với rủi ro phá sản Thực tế Việt Nam, giai đoạn 2011-2012 giai đoạn ngân hàng thương mại chạy đua lãi suất với xu tăng huy động để đáp ứng nhu cầu vốn cho kinh tế Tuy nhiên, “bệnh khát vốn” ngân hàng trở nên “trầm kha” lây lan diện rộng cách khơng mong muốn vấn đề nằm chỗ, họ buộc phải tăng lãi suất lên dù biết “liều thuốc” hiệu thực “tác dụng phụ” lớn, có ngân hàng giai đoạn bị khách hàng rút tới chục nghìn tỷ đồng, mà lý đem gửi ngân hàng khác có lãi suất cao Nhìn chung, liều thuốc mang lại hiệu cho số ngân hàng định, số lại tổng huy động giảm xuống, đẩy tỷ lệ LEV tăng lên Đồng thời thực trạng ngân hàng đối mặt với rủi ro cao nhiều Thứ hai, rủi ro phá sản nhận định chịu tác động thuận chiều từ phía tỷ lệ thu lãi NIR, kết tương đồng với nghiên cứu Logan (2001); Halling (2006) giả thuyết nghiên cứu đưa Nếu ngân hàng phụ thuộc nhiều vào thu nhập lãi (NIR cao) đồng thời danh mục cho vay chứa đựng nợ xấu danh mục đầu tư không định giá làm tăng rủi ro Bên cạnh đó, rủi ro phá sản tìm thấy có quan hệ ngược chiều với nhân tố tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tỷ lệ LDR; nhiên hệ số khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%; đồng thời trái với kỳ vọng ban đầu nghiên cứu Song, giải thích rằng, ngân hàng tăng trưởng tín dụng lành mạnh, đồng thời ln sẵn sàng chủ động dự phịng rủi ro hạn chế rủi ro phá sản 252 Kết luận Bài viết nghiên cứu tác động số nhân tố đến rủi ro phá sản ngân hàng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam 20 quý, tương ứng với năm từ 2011 đến 2015 Dựa kết phân tích cho thấy, có nhân tố nhân tố đề xuất phân tích có mối liên hệ đến rủi ro phá sản mà ngân hàng phải đối mặt Đặc biệt, với độ tin cậy 95%, số nhân tố có ý nghĩa thống kê (địn bẩy tài chính, tỷ lệ thu nhập lãi thuần), ngân hàng nên ý tới tỷ lệ thu nhập lãi ngân hàng, NIR tăng đơn vị Z-score giảm 16486,9 đơn vị, tức rủi ro phá sản tăng lên nhiều Để giảm thiểu rủi ro phá sản, ngân hàng nên quan tâm điều chỉnh để không phụ thuộc vào thu nhập từ lãi Tuy nhiên, việc đa dạng hóa thu nhập để giảm thu nhập từ lãi, ngân hàng cần cẩn trọng thị phần khách hàng tiềm Bên cạnh đó, tiêu địn bẩy tài ngân hàng (phản ánh qua hệ số tự tài trợ, tức LEV nghiên cứu này) cần để tâm tới Mặc dù vốn chủ sở hữu đệm giúp ngân hàng đối phó với biến động từ bên ngồi, song lại nguồn vốn có chi phí huy động cao so với huy động vốn nợ; ngân hàng trì tỷ lệ LEV cao tăng khả gặp phải rủi ro phá sản (1 đơn vị tăng LEV giảm 2817,9 đơn vị Z-score, đồng nghĩa với việc tăng rủi ro phá sản) Ngược lại, giả thuyết ban đầu nhóm tác động thuận chiều nhân tố LLR LDR tới rủi ro phá sản ngân hàng bị bác bỏ với mức ý nghĩa 5% Mặc dù chưa có ý nghĩa thống kê, kết dấu hai biến độc lập báo đáng để ngân hàng lưu tâm Tài liệu tham khảo Boyd, J H., De Nicolò, G., & Jalal, A M (2006), Bank risk-taking and competition revisited: New theory and new evidence Cihak M., Hesse H (2008), Islamic Banks And Financial Stability: An Empirical Analysis, IMF working paper Estrella, A., Park, S., & Peristiani, S (2000), Capital ratios as predictors of bank failure, Federal reserve bank of New York economic policy review, 6(2), p.33 Foos D., Norden L., Weber M (2010), “Loan Growth And Riskiness Of Banks”, Journal of Banking and Finance, Vol 34, p.2929-2940 253 Gary Whalen & James B Thomson (1988), “Using Financial Data To Indentify Changes In Bank Condition”, SSRN Halling M., Hayden E (2006), “Bank failure Predicttion: A Two-Step Survival Time Approach”, SSRN Hannan, T H., & Hanweck, G A (1988).Bank insolvency risk and the market for large certificates of deposit Journal of Money, Credit and Banking, 20(2), p.203-211 Jordan J S (1998), “Problem Loans At New England Banks 1989-1992: Evidence Of Aggressive Loan Policies”, New England Economic Review, Federal Reserve Bank of Boston, p.23-38 Jordan D J., Rice D., Sanchez J., Walker C., Work D H (2011), “Predicting Bank Failures: Evidence From 2007 To 2010”, SSRN 10 Laeven, L., & Levine, R (2009), Bank governance, regulation and risk taking, Journal of Financial Economics, 93(2), p.259-275 11 Lê Thị Nga (2015), truy cập từ “http://cafef.vn/tai-chinh-ngan-hang/phasan-ngan-hang-de-chong-lai-thoi-y-the-lam-lieu-20151026182225008.chn” 12 Logan A (2001), “The UK‟s small bank‟s crisis of the early 1990s: what were the leading indicators of failure”, Banking of England, www.bankofengland.co.uk/workingpapers/index.htm 13 Marco G T & Fernadez D R M (2004), “Risk-taking behavior and ownership in the Banking Industry: the Spanish Evidence”, SSRN 14 Montgomery H., Tran B H., Santoso W., Besar D (2004), Coordinate failure? A cross-country bank failure prediction model, ADB Institute Discussion Paper, No 32, http://ssrm.com/abstract=1905857 15 Nguyễn Thanh Dương (2013), Phân tích rủi ro hoạt động ngân hàng, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số (19) – Tháng 03-04/2013, tr.29- 39 16 Yeyati, E L., & Micco, A (2007), Concentration and foreign penetration in Latin American banking sectors: Impact on competition and risk, Journal of Banking & Finance, 31(6), p.1633-1647 254 ... - ngân hàng Hơn nữa, nghiên cứu nhân tố tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng Việt Nam khai thác phân tích; giới, việc nghiên cứu nhân tố thực đa dạng Thứ hai, nghiên cứu Việt Nam rủi ro phá sản. .. thể tác động nhân tố đến rủi ro phá sản Với mức ý nghĩa xác định, hệ số nghĩa hệ số khơng có ý nghĩa thống kê, tức nhân tố đưa không tác động đến rủi ro phá sản ngân hàng thương mại niêm yết thị... phân tích tác động nhân tố đến rủi ro phá sản ngân hàng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả sử dụng liệu thứ cấp thu thập từ báo cáo tài ngân hàng niêm yết bao 244 gồm Ngân hàng TMCP