Các nhân tố ảnh hưởng đến nợ xấu của hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam

Mục tiêu của bài nghiên cứu là phân tích các yếu tố vĩ mô và các yếu tố đặc thù tác động đến nợ xấu của hệ thống Ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam trong giai đoạn 2011-2019, thông qua mẫu nghiên cứu gồm 25 NHTM cổ phần tại Việt Nam. Số liệu được ước lượng bằng mô hình Pooled OLS, Fixed Effects (FEM) và Random Effects (REM) và mô hình REM được đánh giá là phù hợp. Mời các bạn cùng tham khảo!

Chun mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN NỢ XẤU CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Nguyễn Thị Hồng Ánh1, Phan Phạm Bảo Hân2, Đậu Như Mây3, Trần Thị Nhật Tiên4 Tóm tắt Mục tiêu nghiên cứu phân tích yếu tố vĩ mơ yếu tố đặc thù tác động đến nợ xấu hệ thống Ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam giai đoạn 2011-2019, thông qua mẫu nghiên cứu gồm 25 NHTM cổ phần Việt Nam Số liệu ước lượng mơ hình Pooled OLS, Fixed Effects (FEM) Random Effects (REM) mơ hình REM đánh giá phù hợp Bài nghiên cứu tiến hành thực kiểm định cần thiết mơ hình phát mơ hình bị phương sai sai số thay đổi tự tương quan Để khắc phục tình trạng này, nhóm tác giả sử dụng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) Kết nghiên cứu cho thấy, dự phịng rủi ro tín dụng tỉ lệ cho vay tổng tài sản tác động chiều với tỉ lệ nợ xấu Đồng thời, yếu tố tốc độ tăng trưởng GDP quy mơ ngân hàng có mối tương quan ngược chiều với tỉ lệ nợ xấu Từ nghiên cứu đề xuất số hàm ý sách nhằm giải vấn đề nợ xấu hệ thống NHTM Việt Nam Từ khóa: Ngân hàng thương mại, Tỷ lệ nợ xấu, Mơ hình FGLS FACTORS AFFECTING NON-PERFORMING LOAN OF COMMERCIAL BANKS IN VIETNAM Abstract This study aims to analyze macro factors and bank-specific factors effecting non-performing loans (NPL) of Vietnamese commercial banks in the period from 2011 to 2019, using the data of 25 commercial banks in Viet Nam The data was estimated by Pooled OLS, fixed Effect (FEM), Random Effect (REM) models and the REM model is considered suitable The study carried out necessary tests on the model and found that the model was subject to heteroskedasticity and autocorrelation To overcome this problem, the study used the Feasible Generalized Least Squares (FGLS) These results of empirical research revealed that reserves and the ratio of lending/total assets had positive effects on the NPL Economic growth and the scale of banks are negatively correlated with the NPL The study proposed some suitable solutions to solve the NPL problem of Vietnam’s commercial banking system Keywords: Commercial banks, non-performing loans, FGLS model JEL classification: G21 Nền kinh tế Việt Nam bước vào năm 2011 Đặt vấn đề bối cảnh vừa khỏi giai đoạn khó khăn Việc cung ứng vốn NHTM nhằm phục vụ khủng hoảng tài tồn cầu, suy thối hoạt động sản xuất kinh doanh tiêu dùng kinh tế giới bước đầu phục hồi Những bất ổn khách hàng góp phần tích cực nâng cao đời sống kinh tế ảnh hưởng tiêu cực đến hệ thống xã hội, phát triển kinh tế Tuy nhiên, hoạt động tín Ngân hàng Việt Nam Theo báo cáo NHNN, tỷ dụng có tác động tiêu cực khơng nhỏ lệ nợ xấu toàn hệ thống Ngân hàng qua năm khơng kiểm sốt cách cẩn trọng Một 2011, 2012, 2013, 2014 3,07%, 4,08%, hệ tiêu cực tác động trực tiếp đến 3,61%, 3,25% Theo đó, tỷ lệ nợ xấu hệ thống kinh tế “Nợ xấu”, có nhiều NHTM giai đoạn 2011-2014 vượt mức an toàn nghiên cứu nợ xấu tiến hành 3% tổng dư nợ, khơng đạt u cầu mà phủ đề giới cho thấy tỷ lệ nợ xấu NHTM Trong giai đoạn 2013 – 2019, nợ xấu chịu tác động nhân tố vĩ mơ nhân NHTM Việt Nam có xu hướng giảm, ảnh tố đặc thù ngân hàng Theo Rajan & Dhal hưởng nợ xấu đến hoạt động hệ thống (2003) quy mơ ngân hàng tác động tích cực đến NHTM Việt Nam cịn kéo dài chưa giải tỷ lệ nợ xấu hay Boudrige cộng (2009) cho triệt để Xuất phát từ thực tiễn nợ xấu thấy tăng lên dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam ảnh hưởng nợ xấu đối làm giảm tỷ lệ nợ xấu Xét yếu tố vĩ mô, theo với ngành ngân hàng, kinh tế, nghiên Khemraj & Pasha (2009) tăng trưởng GDP tỷ lệ cứu phân tích nguyên nhân thực nghịch với nợ xấu, kết chứng tác động đến tỷ lệ nợ xấu NHTM Việt minh nghiên cứu Shu (2002), Ahlem Nam Với kỳ vọng từ kết nghiên cứu, nhóm tác Selma Messai -Fathi Jouini (2013) 90 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) giả đề xuất số hàm ý sách nhằm giúp Mảng thứ tập trung giải thích mối quan hệ nhà quản trị lường trước phịng ngừa nợ xấu môi trường kinh tế vĩ mô (gồm: tốc tác nhân gây nợ xấu độ tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát hàng năm…) Mảng thứ hai thể mối quan hệ Tổng quan lý thuyết, lược khảo nghiên cứu yếu tố đặc thù ngân hàng nợ xấu Các yếu tố trước phát triển giả thuyết đặc thù ngân hàng quy mô ngân hàng 2.1 Tổng quan lý thuyết, lược khảo nghiên (SIZE), tốc độ tăng trưởng tín dụng (LOAN), tỷ lệ cứu trước Từ nghiên cứu thực nghiệm trước dự phịng rủi ro tín dụng (LLP), tỷ lệ cho vay bảng nhân tố tác động đến nợ xấu tổng tài sản NHTM chia thành hai mảng chính: Bảng 1: Tổng hợp nghiên cứu giới nước STT 10 11 Đề tài nghiên cứu Năm Tác giả Kết nghiên cứu Các nghiên cứu trước nước giới Tốc độ tăng kinh tế tác động ngược chiều với Nghiên cứu yếu tố định đến Khemraj & 2009 nợ xấu quy mơ ngân hàng có tác động nợ xấu Guyana 1994 -2004 Pasha chiều với nợ xấu Tốc độ tăng kinh tế tác động ngược chiều với Phân tích nợ xấu ngân hàng 2003 Rajan & Dhal nợ xấu quy mô ngân hàng có tác động thương mại Ấn Độ chiều với nợ xấu GDP tác động ngược chiều lên nợ xấu, tỷ lệ Nghiên cứu nhân tố tác động lạm phát làm tăng tỷ lệ nợ xấu ROA lãi đến nợ xấu nước Châu Phi cận 2005 Fojack từ khoản vay liên ngân hàng yếu tố Sahara năm 1990 định đến nợ xấu Nghiên cứu tác động môi trường Chỉ số giá tiêu dùng, tăng trưởng GDP, tăng kinh tế vĩ mô đến chất lượng tài sản giá bất động sản có ảnh hưởng ngược chiều 2002 Shu hệ thống ngân hàng Hong Kong với khối lượng nợ xấu; cịn lãi suất danh giai đoạn 1995-2002 nghĩa có quan hệ chiều với nợ xấu Tăng trưởng kinh tế GDP thực tế, quy mô Nghiên cứu yếu tố định đến ngân hàng tương quan âm với tỷ lệ nợ xấu, Loiuzis cộng nợ xấu ngân hàng Hy Lạp 2010 số thất nghiệp, số cho vay, tăng giai đoạn 2001 – 2009 trưởng tín dụng có tương quan dương với tỷ lệ nợ xấu Nợ xấu có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ Nghiên cứu khoản nợ vốn Bofondi thất nghiệp, lãi suất danh nghĩa ngắn hạn, ngân hàng Italy với chuỗi liệu 2011 Ropele có quan hệ ngược chiều với tốc độ tăng thời gian 1990 – 2010 trưởng GDP Nghiên cứu yếu tố vĩ mô vi mô Nợ xấu có mối tương quan âm tốc độ tác động đến tỷ lệ nợ xấu 85 Ahlem Selma tăng trưởng GDP có mối tương quan NHTM thuộc quốc gia Italia, Hy 2013 Messai Fathi dương với tỷ lệ thất nghiệp, dự phòng rủi ro Lạp Tây Ban Nha giai đoạn 2004 – Jouini tín dụng 2008 Nợ xấu có mối tương quan âm với tốc độ Nghiên cứu yếu tố tác động đến tỷ tăng trưởng GDP, tỉ lệ thất nghiệp Đồng lệ nợ xấu quốc gia Trung 2014 Bruna Skarica thời, cho thấy mối tương quan dương tỷ Đông Âu lệ lạm phát tỷ lệ nợ xấu Phân tích mối quan hệ cấu trúc Quy mơ ngân hàng có quan hệ ngược chiều sở hữu nợ xấu 40 NHTM 2004 Hu cộng với tỷ lệ nợ xấu Đài Loan giai đoạn 1996-1999 Các yếu tố định đến đến khoản dự phòng rủi ro cho vay với liệu Mối tương quan dương dự phòng rủi ro 2004 Hasan Wall ngân hàng thuộc 24 quốc gia tín dụng tỷ lệ nợ xấu ngân hàng giai đoạn 1993-2000 Các nhân tố tác động đến nợ xấu Tỷ lệ cho vay tổng tài sản tăng trưởng sau NHTM Ấn Độ giai đoạn 1998- 2010 Dash Kabra tín dụng tác động chiều với tỷ lệ nợ xấu 2008 91 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) Đề tài nghiên cứu Năm Tác giả 12 Nghiên cứu nhân tố tác động đến nợ xấu ngân hàng Tây Ban Nha 2002 Salas Saurina 13 Nghiên cứu khoản nợ xấu Trung, Đông Đông Nam Âu (CESEE) giai đoạn 1998–2011 2013 Nir Klein STT 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 92 Nghiên cứu tác động yếu tố vĩ mô yếu tố đặc thù ngân hàng đến nợ xấu tất NHTM tổ chức tiết kiệm 50 tiểu bang Hoa Kỳ Columbia giai đoạn 1984-2013 Nợ xấu nhược điểm tài vĩ mơ kinh tế tiên tiến mẫu nghiên cứu gồm 26 quốc gia tiên tiến giai đoạn 1998 – 2009 Nghiên cứu kiểm tra yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Ethiopia 2005 A Ghosh Kết nghiên cứu Quy mơ lớn có nợ xấu hơn, tăng trưởng tín dụng nhiều dẫn tới nợ xấu nhiều Mối tương quan nghịch chiều tăng trưởng GDP nợ xấu Nợ xấu có xu hướng gia tăng thất nghiệp tăng cao, tỷ giá hối đoái giá, lạm phát cao, tốc độ tăng trưởng GDP giảm Tỷ lệ vốn vay tài sản tốc độ tăng trưởng tín dụng ngân hàng làm cho nợ xấu cao Chất lượng tín dụng kém, quy mơ ngân hàng lớn, tỷ lệ lạm phát tỷ lệ thất nghiệp làm tăng nợ xấu Ngoài ra, tăng lên lợi nhuận ngân hàng, tốc độ tăng trưởng GDP làm giảm nợ xấu Sự suy thối mơi trường kinh tế vĩ mô tăng trưởng kinh tế suy giảm, tỷ lệ lạm 2011 Skusu phát tăng tỷ lệ thất nghiệp tăng cao giá tài sản giảm phản ảnh nợ xấu tăng Tăng trưởng tín dụng quy mơ ngân Tehulu cộng 2004 hàng có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến rủi ro tín dụng Sự tác động quan trọng biến số kinh Nghiên cứu yếu tố tác động đến tỷ Sinkey tế vĩ mô tỷ lệ nợ xấu Ngoài ra, kết 1991 lệ nợ xấu Hoa Kỳ Greenwalt tìm thấy quan hệ chiều tỷ lệ cho vay tổng tài sản với nợ xấu Các nghiên cứu trước nước Phân tích thực tiễn yếu tố Phát mối tương quan âm tỷ lệ nợ Đỗ Quỳnh Anh định nợ xấu 10 NHTM lớn xấu với tăng trưởng GDP; mối tương quan 2013 Nguyễn Đức hoạt động giai đoạn 2005 – dương tỷ lệ nợ xấu với tỷ lệ nợ xấu kỳ Hùng 2011 trước, tỷ lệ lạm phát, quy mô ngân hàng Tăng trưởng kinh tế tác động tích cực làm Phân tích yếu tố vĩ mơ vi mô Nguyễn Tuấn giảm nợ xấu, tăng trưởng tín dụng, ROE có tác động đến NHTM Việt Nam 2015 Kiệt Đinh mối tương quan âm với tỉ lệ nợ xấu quy giai đoạn 2007 – 2013 Hồng Phú mô ngân hàng tác động tiêu cực làm tăng nợ xấu Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng Đào Thị Thanh Quy mơ ngân hàng có ý nghĩa thống kê, thể đến nợ xấu với mẫu 14 NHTM Việt 2013 Bình Đỗ Vân mối quan hệ đồng biến với nợ xấu Nam từ 2008-2012 Anh Trần Trọng Tỷ lệ nợ xấu kỳ trước, quy mô ngân hàng Các nhân tố ảnh hưởng đến nợ xấu Phong, Trần tỷ lệ cho vay tổng tài sản ảnh NHTM Việt Nam giai đoạn 2015 Văn Bằng hưởng chiều tới nợ xấu; tỷ lệ lạm 2007 - 2014 Nguyễn Song phát tăng lại làm giảm nợ xấu ngân hàng Phương Có mối tương quan âm tỷ lệ nợ xấu với Nghiên cứu yếu tố vĩ mô vi mơ tác ROE, tốc độ tăng trưởng tín dụng, có mối Đoàn Thị Thanh động đến nợ xấu NHTM Việt 2015 tương quan dương tỷ lệ nợ xấu với tỷ lệ Thủy Nam giai đoạn 2005-2014 thất nghiệp, lạm phát, quy mô ngân hàng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Phân tích yếu tố tác động đến nợ xấu NHTM Việt Nam giai đoạn 20072014 2015 Nguyễn Thị Hồng Vinh ROE, lạm phát tăng trưởng kinh tế có tác động ngược chiều đến nợ xấu, quy mơ ngân hàng, tăng trưởng tín dụng, chủ sở hữu/tổng tài sản có tác động chiều với nợ xấu Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) 2.2 Phát triển giả thuyết 2.2.1 Nhóm giả thuyết nhân tố vĩ mơ Tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP: Trong nghiên cứu Louzis cộng (2010) giải thích kinh tế có tốc độ tăng trưởng mạnh mẽ, thu nhập doanh nghiệp, cá nhân tăng cao cải thiện khả trả nợ, dẫn đến nợ xấu thấp Ngược lại, kinh tế suy thoái (chẳng hạn tốc độ tăng trưởng kinh tế thấp âm), hoạt động kinh tế nhìn chung suy giảm, thu nhập doanh nghiệp cá nhân giảm theo, từ làm giảm khả trả nợ người vay, ngân hàng không thu hồi khoản nợ đến hạn, dẫn đến nợ xấu tăng cao Với nghiên cứu khác Salas Suarina (2002), Rajan Dhal (2003), Jimenez Saurina (2006), Fofack (2005), Khemraj Pasha (2009) chứng cho thấy mối quan hệ ngược chiều tốc độ tăng trưởng GDP nợ xấu Giả thuyết H1: tăng trưởng GDP có mối tương quan âm (-) với tỷ lệ nợ xấu Tỷ lệ lạm phát: Theo Nkusu (2011), Klein (2013) lạm phát tăng làm giảm khoản thu nhập thực khách hàng vay Hơn nữa, lãi suất cho vay thả ngân hàng điều chỉnh lãi suất cho vay nhằm trì mức lãi suất thực để áp dụng cho khách hàng Từ đó, khả trả nợ khách hàng bị hạn chế, kết làm gia tăng tỉ lệ nợ xấu NHTM Ngoài ra, nghiên cứu Louzis cộng (2010), Fojack (2005), Đỗ Quỳnh Anh Nguyễn Đức Hùng (2013), Đoàn Thị Thanh Thủy (2015) cho thấy kết mối tương quan dương tỷ lệ nợ xấu tỷ lệ lạm phát Giả thiết H2: tỷ lệ lạm phát có mối tương quan dương (+) với tỷ lệ nợ xấu 2.2.2 Nhóm giả thuyết nhân tố vi mô thuộc đặc thù ngân hàng Quy mô ngân hàng: Theo Hu cộng (2004), ngân hàng có quy mơ lớn có nguồn nhân lực dồi dào, có nhiều kinh nghiệm cơng tác xử lý phân tích vấn đề lựa chọn đối nghịch rủi ro đạo đức Trong ngân hàng có quy mơ nhỏ khơng thể giải tốt vấn đề lựa chọn đối nghịch thiếu lực kinh nghiệm để đánh giá chất lượng tín dụng người vay Do thấy tương quan ngược chiều quy mô ngân hàng với nợ xấu ngân hàng, kết phát nghiên cứu Rajan & Dhal (2003), Salas Saurina (2002), Louzis cộng (2010), Tehulu – cộng (2014) Tuy nhiên, kết nghiên cứu thực nghiệm không thống với nhau, số nghiên cứu cho thấy mối tương quan chiều nợ xấu quy mô ngân hàng A Ghosh (2005), Rajan & Dhal (2003), Đỗ Quỳnh Anh Nguyễn Đức Hùng (2013), Đoàn Thị Thanh Thủy (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Nguyễn Tuấn Kiệt Định Hồng Phú (2016) Giả thiết H3: quy mơ ngân hàng có mối tương quan âm (-) với tỷ lệ nợ xấu Tăng trưởng tín dụng: Theo giả thuyết chu kỳ tín dụng đề cập đến mối quan hệ tăng trưởng tín dụng nợ xấu, Keeton (1999) giải thích NHTM thường áp dụng sách tín dụng mở rộng thời kỳ tăng trưởng kinh tế tiêu chuẩn cấp tín dụng thường nới lỏng, từ dễ dẫn đến nợ xấu gia tăng Ngược lại, NHTM áp dụng sách tăng trưởng tín dụng thắt chặt giai đoạn kinh tế suy giảm, nợ xấu từ giảm Đồng thời, nghiên cứu khác Dash Kabra (2010), Louzis cộng (2010), Salas Saurina (2002) cho thấy tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ chiều với nợ xấu Trong mối quan hệ ngược chiều tăng trưởng tín dụng xấu tìm thấy nghiên cứu Dash Kabra (2010), Nir Klein (2013), Louzis cộng (2010) Giả thiết H4: tăng trưởng tín dụng có mối tương quan dương (+) với tỷ lệ nợ xấu Dự phịng rủi ro tín dụng: Theo nghiên cứu Hasan Wall (2004), Messai Jouini (2013), phát mối tương quan dương dự phòng rủi ro khoản vay với tỷ lệ nợ xấu ngân hàng Theo Messai Jouini (2013), ngân hàng trích lập dự phịng theo đánh giá mức độ rủi ro khoản tín dụng, rủi ro cao trích lập dự phịng lớn Nghiên cứu Đồn Thị Thanh Thủy (2015) có kết dự phịng rủi ro tín dụng cao làm NPL tăng cao Giả thiết H5: dự phòng rủi ro tín dụng có mối tương quan dương (+) với tỷ lệ nợ xấu Tỷ lệ cho vay tổng tài sản đề cập đến chấp nhận rủi ro ngân hàng khoản nợ xấu Các ngân hàng có tỷ lệ cho vay tổng tài sản cao dẫn tới khoản nợ xấu cao Các nghiên cứu Sinky Greenwalt (1991); Dash Kabra (2010), nhóm tác giả Trần Trọng Phong cs (2015) tìm thấy mối quan hệ chiều tỷ lệ cho vay tổng tài sản với nợ xấu Giả thiết H6: tỷ lệ cho vay tổng tài sản có mối tương quan dương (+) với tỷ lệ nợ xấu 93 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) tỷ lệ lạm phát năm t, SIZEi,t: quy mô ngân Mơ hình nghiên cứu phương pháp nghiên cứu hàng i năm t, LOANi,t: tốc độ tăng trưởng tín 3.1 Mơ hình nghiên cứu Căn vào lý thuyết số nhân tố tác động dụng ngân hàng i năm t, LLPi,t: tỷ lệ dự đến tỷ lệ nợ xấu NHTM trình lược phịng rủi ro tín dụng ngân hàng i năm t, khảo nghiên cứu thực nghiệm LAi,t: tỷ lệ cho vay tổng tài sản ngân hàng i nước trước đây, nhóm tác giả xây dựng mơ hình năm t, εi,t: sai số ngẫu nhiên nghiên cứu sau: Do đó, dựa vào nghiên cứu trước NPLi,t = β0 + β1 GDPt + β2 INFt + β3SIZEi,t + β4 tình hình thực tiễn Việt Nam, bảng nhóm LOANi,t + β5LLPi,t + β6 LAi,t+ εi,t tác giả sử dụng biến phụ thuộc kỳ vọng dấu Trong đó: mơ hình nghiên cứu NPLi,t: tỷ lệ nợ xấu ngân hàng i năm t, GDPt: tốc độ tăng trưởng GDP năm t, INFt: Bảng : Mô tả biến sử dụng mơ hình nghiên cứu Tên biến Cách đo lường Kỳ vọng dấu Nghiên cứu trước Salas-Suarina (2002), Rajan-Dhal (2003), JimenezSaurina (2006), Fofack (2005), Khemraj-Pasha (2009), Ahlem Selma Messai-Fathi Jouini (2013), Đỗ Quỳnh Anh Nguyễn Đức Hùng (2013) Nguyễn Tuấn KiệtĐịnh Hồng Phú (2016), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Trần Trọng Phong – cộng (2015) Nkusu(2011), Klein (2013), Bruna Skarica (2013), Filip(2015), Đỗ Quỳnh Anh Nguyễn Đức Hùng (2013), Đoàn Thị Thanh Thủy (2015) Tehulu cộng (2014), Salas Saurina (2002), Hu cộng (2004), Louzis cộng (2010) Tăng trưởng GDP GDPt − GDPt − GDPt − (-) Tỷ lệ lạm phát Được đo lường số giá tiêu dùng (+) Quy mô ngân hàng Ln (Tổng tài sản) (-) 𝐿𝑂𝐴𝑁𝑡 − 𝐿𝑂𝐴𝑁𝑡 − 𝐿𝑂𝐴𝑁𝑡 − (+) Dash Kabra (2010), N.Klein (2013), Louzis cộng (2010) 𝐷ự 𝑝ℎị𝑛𝑔 𝑡í𝑛 𝑑ụ𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑑ư 𝑛ợ (+) Hasan Wall (2004), Messai Jouini (2013), Đoàn Thị Thanh Thủy (2015) 𝐷ư 𝑛ơ 𝑐ℎ𝑜 𝑣𝑎𝑦 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 (+) Sinky Greenwalt (1991); Dash Kabra (2010), Trần Trọng Phong – cộng (2015) Tăng trưởng tín dụng Dự phịng rủi ro tín dụng Tỷ lệ cho vay tổng tài sản 3.2 Phương pháp nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, sử dụng kỹ thuật hồi quy liệu bảng với số liệu 25 Ngân hàng TMCP Việt Nam vòng năm, giai đoạn từ năm 2011 – 2019 Kết nghiên cứu ước lượng theo mô hình gồm mơ hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mơ hình hồi quy tác động cố định (FEM) mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) Để kiểm tra phương pháp hồi quy phù hợp ba phương pháp trên, nhóm tác giả sử dụng kiểm định Likelihood ratio– LR test, Lagrangian Multiplier (LM test, Breusch Pagan, 1980) kiểm định Hausman (1978) Sau tiến hành thực kiểm định cần thiết mơ kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định tự tương quan, kiểm định phương sai thay đổi Trong trường hợp xảy tượng tự tương quan hay phương sai sai số thay đổi có khả làm sai lệch kết quả, nghiên 94 cứu tiếp tục xử lý cách sử dụng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) kết hồi quy xác Số liệu biến kinh tế vĩ mô: Biến “tăng trưởng GDP”, biến “tỷ lệ lạm phát” thu thập từ liệu công bố Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF) Ngân hàng giới (WB) giai đoạn Các biến đặc thù ngân hàng thu thập từ Báo cáo tài kiểm toán (gồm bảng cân đối kế toán, bảng kết hoạt động kinh doanh thuyết minh báo cáo tài chính) 25 ngân hàng TMCP hoạt động Việt Nam từ năm 2011 đến năm 2019 Các báo cáo tổng hợp từ trang web thức NHTM trang báo điện tử Vietstock.vn Kết thống kê mô tả cho biến sử dụng nghiên cứu thể bảng Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) Bảng 3: Thống kê mô tả giá trị biến mơ hình nghiên cứu Variable NPL SIZE LOAN LLP LA GDP INF Obs 225 225 224 225 225 225 225 Mean 0,022 18,509 0,206 0,013 0,559 0,063 0,057 Std Dev Min Max 0,012 0,005 0,088 1,115 16,502 21,122 0,182 -0,299 1,082 0,004 0,007 0,028 0,132 0,147 0,754 0,006 0,053 0,071 0,051 0,006 0,187 Nguồn: Kết xử lý liệu từ phần mềm Stata 14 LOAN, LA lớn mức ý nghĩa 5% Do đó, Kết nghiên cứu thảo luận khơng có tương quan biến NPL với biến 4.1 Phân tích tương quan lựa chọn mơ hình LOAN LA Ngoài ra, hệ số Sig cặp biến hồi quy phù hợp Kennedy (2008) tượng đa cộng độc lập hầu hết bé mức ý nghĩa 5% Đồng thời, tuyến xuất tương quan cao 0,8 hay nhỏ khơng có cặp biến có giá trị tương quan lớn hơn -0,8 Ngồi ra, hệ số tương quan có ý nghĩa 0,8 hay nhỏ -0,8 xảy tượng đa mức ý nghĩa quan sát Significant (Sig) cộng tuyến khơng nghiêm trọng, khơng có nhỏ mức ý nghĩa 5% Qua kết bảng ta biến quan sát bị loại bỏ khỏi mơ hình thấy hệ số Sig biến NPL với biến độc lập Bảng 4: Ma trận hệ số tương quan biến quan sát SIZE LOAN SIZE 1,0000 LOAN -0,0187 1,0000 LLP 0,1336** -0,1385** LA 0,2511*** -0,0819 GDP 0,2677*** -0,0706 INF -0,2094*** -0,1285* NPL -0,2408*** 0,0275 * p F = 0.0000 *Trong đó: NPL: tỷ lệ nợ xấu ngân hàng, SIZE: quy mô ngân hàng, LOAN: tốc độ tăng trưởng tín dụng ngân hàng, LLP: tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng ngân hàng, LA: tỷ lệ cho vay tổng tài sản ngân hàng GDP: tốc độ tăng trưởng GDP, INF: tỷ lệ lạm phát Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata 14 95 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) Nhóm tác giả chạy mơ hình REM sử dụng hợp Dựa vào kết bảng 6, ta thấy Prob > chibar2 phương pháp Breusch – Pargan test để kiểm định = 0,0000 bé mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ H0 chấp mơ hình Pooled OLS REM xem mơ hình phù nhận H1: REM phù hợp Pooled OLS Bảng 6: Kết chạy kiểm định Breusch – Pargan test Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects NPL[Bank,t] = Xb + u[Bank] + e[Bank,t] Estimated results : Test: Var(u) = chibar2(01) = 31.94 Prob > chibar2 = 0.0000 Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata 14 Để lựa chọn FEM REM, nhóm tác giả FEM Điều có nghĩa nhân tố tác động đến sử dụng kiểm định Hausman Kết bảng cho tỷ lệ nợ xấu NHTM xác định thấy: Prob> chi2 = 0,6121 lớn mức ý nghĩa 5% cách ngẫu nhiên nên chấp nhận H0, REM mơ hình phù hợp Bảng 7: Kết kiểm định Hausman (b) fem -0.0023051 0.0133228 1.385922 0.009134 -0.3269133 0.0122547 SIZE LOAN LLP LA GDP INF (B) rem -0.0032535 0.0106112 1.345296 0.0150613 -0.3412 0.0127581 Coefficients (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 0.0009484 0.0022269 0.0027115 0.0013509 0.0406262 0.0709692 -0.0059273 0.004827 0.0142867 0.0911493 -0.0005034 0.007123 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(6) = (b-B) ' [ ( V_b-V_B ) ^ (-1) ] (b-B) = 4.48 Prob>chi2 = 0.6121 Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata 14 Kiểm định tượng đa cộng tuyến: Để kiểm kiểm tra mơ hình có bị phương sai thay đổi Kết tra mơ hình có bị đa cộng tuyến, nghiên cứu sử bảng cho thấy, với độ tin cậy 95%, ta có Prob dụng lệnh Collin để kiểm tra tượng đa cộng > chibar2 = 0,0000 bé 5% (mức ý nghĩa) nên tuyến mơ hình Dựa vào số phóng đại bác bỏ H0, chấp nhận H1 mơ hình phát phương phương sai (Variance Inflation Factor – VIF), hệ sai thay đổi số VIF khoảng từ đến 10 có khả Kiểm định tượng tự tương quan: Nhóm tác xảy đa cộng tuyến Nếu hệ số VIF>10 xảy giả sử dụng kiểm định Wooldridge (2002) để kiểm tượng đa cộng tuyến Dựa vào kết bảng 8, tra mơ hình có bị tự tương quan Kết bảng tất hệ số VIF biến bé Như cho thấy với độ tịn cậy 95%, ta có Prob > F = mơ hình khơng xảy tượng đa cộng tuyến 0,0232 bé 5% (mức ý nghĩa) nên bác bỏ H0, Kiểm định tượng phương sai thay đổi: Bài chấp nhận H1 mơ hình có tự tương quan bậc nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch - pagan để Bảng 8: Bảng tóm tắt kết kiểm định tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi tượng tự tương quan Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable VIF NPL SIZE LOAN LLP LA GDP INF 1.54 1.39 1.11 1.69 1.48 1.51 1.36 Kiểm định phương sai thay đổi Kiểm định tượng tự tương quan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random ffects NPL[Bank,t] = Xb + u[Bank] + e[Bank,t] Test: Var(u) = chibar2(01) = 31.94 Prob > chibar2 = 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F(1, 24) = 5.878 Prob > F = 0.0232 Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata 14 96 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) Khắc phục tượng phương sai thay đổi, nghĩa 10% Trong thực tế với giá trị p< 10% tượng tự tương quan mơ hình REM: Sau có ý nghĩa thống kê, nhiên, theo Fisher (1925), kiểm định mơ hình REM, ta thấy mơ hình bị Cowles Davis (1982) cho mức ý nghĩa 5% phương sai thay đổi tự tương quan bậc quan trọng mặt thống kê mơ hình khiến ước lượng mơ hình trở nên thiếu tin cậy nghiên cứu Do đó, nhóm tác giả lựa chọn mức ý Để khắc phục đồng thời phương sai thay đổi tự nghĩa 5% để lựa chọn nhân tố tác động đến nợ tương quan, nhóm tác giả sử dụng mơ hình hồi xấu Theo đó, biến vĩ mơ tốc độ tăng trưởng quy theo phương pháp ước lượng bình phương tối GDP tác động ngược chiều đến tỷ lệ nợ xấu, ba thiểu tổng quát khả thi (FGLS) để đảm bảo hiệu biến đặc thù bao gồm quy mơ ngân hàng tác động mơ hình ngược chiều, dự phịng rủi ro tín dụng tỷ lệ cho vay tổng tài sản tác động chiều với tỷ lệ 4.2 Kết nghiên cứu thảo luận Với nhân tố nhóm tác giả đưa vào mơ hình nợ xấu Đồng thời chiều tác động biến độc nghiên cứu, dựa vào kết bảng 10 cho thấy lập biến phụ thuộc NPL hồn tồn phù có nhân tố tác động đến nợ xấu mức ý nghĩa hợp với giả thiết kỳ vọng đưa (bảng 5% nhân tố tác động đến nợ xấu mức ý 9) Bảng 9: Tóm tắt kết nghiên cứu Biến SIZE LOAN LLP LA GDP INF Dấu kỳ vọng + + + + Kết + + + + Bảng 10: Kết hồi quy theo FGLS Variance SIZE LOAN LLP LA GDP INF NPL Coef -0,0034558 0,0042155 1,162332 0,0155676 -0,2575933 0,015194 0,0756877 Std Err 0,0004947 0,0023033 0,1192733 0,004628 0,0737747 0,0089464 0,0093475 P>|z| 0,000 0,067 0,000 0,001 0,000 0,089 0,000 Nguồn: Kết xử lý liệu từ phần mềm Stata 14 Sau khắc phục tương phương sai thay đổi tự tương quan, với mức ý nghĩa 5% ta có kết hồi quy theo FGLS trình bày bảng 10, nhóm tác giả có mơ sau: NPL = 0,0756877 – 0,2575993 GDP – 0,0034558 SIZE + 1,162332 LLP + 0,0155676 LA Thơng qua mơ hình nghiên cứu trên, ta thấy: Tốc độ tăng trưởng GDP có mối tương quan âm với NPL mức ý nghĩa 1% Trong điều kiện yếu tố khác không thay đổi, tốc độ tăng trưởng GDP tăng (giảm) đơn vị, NPL ngân hàng giảm (tăng) 0,2575993 đơn vị Đây biến có tác động mạnh mơ hình nghiên cứu Kết nghiên cứu hoàn toàn phù hợp với giả thuyết H1 mà nhóm tác giả đưa đồng thời phù hợp với nghiên cứu Louzis- cộng (2010), Jimenez Saurina (2006), Fofack (2005), Khemraj Pasha (2009), Đỗ Quỳnh Anh Nguyễn Đức Hùng (2013) Đồng thời, điều hoàn toàn phù hợp với thực tiễn Việt Nam, nhìn chung tỷ lệ nợ xấu cuả NHTM gia tăng giai đoạn 20112013 tốc tăng trưởng GDP mức thấp Khi kinh tế tăng trưởng, thu nhập cá nhân, hộ gia đình tăng khiến họ tiêu dùng nhiều hơn, tạo điều kiện cho doanh nghiệp hoạt động có hiệu quả, doanh thu tăng cao từ khả toán khoản nợ dễ dàng Ngược lại, kinh tế phát triển, thu nhập cá nhân, hộ gia đình giảm nhu cầu giảm theo, từ hoạt động kinh doanh doanh nghiệp bị đình trệ, doanh thu bị giảm dẫn đến việc trả nợ trở nên khó khăn Quy mơ ngân hàng có mối tương quan ngược chiều với NPL mức ý nghĩa 1% Trong điều kiện yếu tố khác không thay đổi, quy mô ngân hàng tăng (giảm) đơn vị, NPL ngân hàng giảm (tăng) 0,0034558 đơn vị Điều hoàn toàn phù hợp với giả thuyết H3 nhóm tác giả đưa đồng thời phù hợp với nghiên cứu trước Tehulu cộng (2014), Salas Saurina (2002), Hu cộng (2004), Louzis cộng (2010) Trong giai đoạn nghiên cứu, hầu hết quy mô NHTM gia tăng qua năm, với quy mơ mở rộng, hệ thống quản lí rủi ro trình độ chun mơn cán nhân viên nâng cao, đồng thời với quy mô lớn ngân hàng lựa 97 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) chọn danh mục cho vay rủi ro từ có thấp Tuy nhiên, thực tế doanh nghiệp lớn thể hạn chế nợ xấu Việt Nam dễ dàng tiếp cận khoản Dự phòng rủi ro tín dụng (LLP) có mối tương vay ngân hàng có quy mơ lớn, dựa vào uy quan dương với NPL mức ý nghĩa 1% Khi tín, hiệu hoạt động tốt doanh nghiệp, ngân yếu tố khác khơng đổi, dự phịng rủi ro tín dụng hàng thường đơn giản hóa quy trình cho vay Do tăng (giảm) đơn vị, NPL ngân hàng tăng đó, ngân hàng địi hỏi có đội ngũ cán có kinh (giảm) 1,162332 đơn vị Điều phù hợp với giả nghiệm việc thẩm định, đồng thời phải có thuyết H5 mà nhóm tác giả đưa ra, đồng thời phù phẩm chất đạo đức tốt, tinh thần trách nhiệm cao hợp với nghiên cứu của Hasan Wall công việc Định kỳ ngân hàng nên tổ chức (2004), Messai Jouini (2013), Đoàn Thị Thanh thi nghiệp vụ cho toàn cán nhân viên để bổ Thủy (2015) sung củng cố thêm kiến thức chuyên môn Tỷ lệ cho vay tổng tài (LA) có mối tương Thứ hai, với kết nghiên cứu cho thấy mối quan dương với NPL mức ý nghĩa 1% Khi tương quan dương dự phịng rủi ro tín dụng yếu tố khác không đổi, tỷ lệ cho vay tổng tỷ lệ nợ xấu Nghĩa là, ngân hàng trích lập tài sản tăng (giảm) đơn vị, NPL ngân hàng dự phịng nhiều nợ xấu ngân hàng tăng (giảm) 0,0155676 đơn vị Kết phù hợp cao, chi phí dự phịng rủi ro làm với giả thuyết H6 mà nhóm tác giả đưa đồng giảm lợi nhuận ngân hàng Các NHTM cần ưu thời phù hợp với nghiên cứu Sinky tiên khoản vay có TSĐB, giá trị TSĐB Greenwalt (1991); Dash Kabra (2010), nhóm lớn chi phí dự phịng cần trích lập cho tác giả Trần Trọng Phong cs (2015) Khi dư nợ nhóm nợ giảm xuống, từ khả kiểm sốt cho vay chiếm tỉ lệ cao tổng tài sản rủi ro tín dụng có hiệu phản ánh NPL NHTM tăng Thứ ba, theo kết nghiên cứu, tỷ lệ cho vay tổng tài sản có mối tương quan dương với tỷ lệ Kết luận hàm ý sách nợ xấu Nghĩa tỷ lệ cao nợ xấu 5.1 Kết luận Dựa lý thuyết nợ xấu tăng, nhiên, hoạt động cho vay hoạt động kinh nghiên cứu nước nhân tố tác doanh chủ yếu ngân hàng để hạn chế nợ động đến nợ xấu NHTM, nghiên cứu xấu NHTM cần trọng đến ngành nghề cho cho thấy số nhân tố tác động đến nợ xấu vay Các ngân hàng cân nhắc cho vay phù hợp chiều hướng mức độ tác động với ngành nghề kinh doanh, ngành nhân tố nghề phát triển phù hợp với giai đoạn Với nhân tố nhóm tác giả đưa vào mơ hình kinh tế Bên cạnh đó, ngồi hoạt động cho vay nghiên cứu, kết cho thấy có nhân tố tác động truyền thống NHTM phát triển đến nợ xấu ngân hàng Theo biến vĩ mơ hoạt động cung ứng dịch vụ tốn nhằm đa tốc độ tăng trưởng GDP tác động ngược chiều dạng hóa nguồn thu nhập ngân hàng đến tỷ lệ nợ xấu, ba biến đặc thù bao gồm quy mô Thứ tư, theo kết nghiên cứu, tốc độ tăng ngân hàng tác động ngược chiều, dự phòng rủi ro trưởng GDP tác động mạnh mẽ đến nợ xấu tín dụng tỷ lệ cho vay tổng tài sản tác động NHTM với mối tương quan ngược chiều Theo đó, chiều với tỷ lệ nợ xấu Từ kết đạt được, Chính phủ NHNN cần trọng đến việc nhóm tác giả trả lời hai câu hỏi đặt ra, có quản lý nợ xấu NHTM cách sử dụng thể khẳng định nhóm nhân tố vĩ mơ (cụ thể tốc linh hoạt công cụ sách tài khóa độ tăng trưởng GDP) nhóm nhân tố đặc thù sách tiền tệ nhằm điều tiết kinh tế Nền ngân hàng (quy mơ ngân hàng, dự phịng tín kinh tế tăng trưởng tốt góp phần nâng cao chất lượng dụng, tỷ lệ cho vay tổng tài sản) có ảnh hưởng khoản vay hạn chế nợ xấu NHTM đến nợ xấu NHTM Việt Nam Ngoài ra, nâng cao phát huy vai trò VAMC (công ty quản lý tài sản TCTD 5.2 Hàm ý sách Thứ nhất, theo kết nghiên cứu cho thấy, Việt Nam) việc xử lý nợ xấu quy mô ngân hàng lớn tỷ lệ nợ xấu TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Ahlem Selma Messai and Fathi Jouini (2013) Micro and Macro Determinants of Non-performing Loan International Journal of Economics and Financial Issues, Econjournals, vol 3(4), pages 852-860 [2] A Ghosh (2005) Banking-industry specific and regional economic determinants of non-performing loans: Evidence from US states Journal of Financial Stability, volume 20, October 2015, pages 93-104 [3] Bofondi, M and Ropele, T (2011) Macroeconomic Determinants of Bad Loans: Evidence from Italian Banks, Occasional Papers, 89 98 Chuyên mục: Tài – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) [4] Bruna Skarica (2014) Determinants of non-performing loans in Central and Eastern European countries Econpapers.repec.org, pages 27-59 [5] Dash, M and Kabra, G (2010) The determinants of non-performing assets in Indian comercail bank An econometric study Middle Eastern Finance and Economics, 7:94-106 [6] Đỗ Quỳnh Anh, Nguyễn Đức Hùng (2013) Phân tích thực tiễn yếu tố định nợ xấu ngân hàng, Chuỗi Seminar nghiên cứu kinh tế sách [7] Đào Thị Thanh Bình Đỗ Vân Anh (2013), Phân tích yếu tố vĩ mô vi mô tác động đến NHTM Việt Nam giai đoạn 2008 – 2012 [8] Đoàn Thị Thanh Thủy (2015) Phân tích yếu tố vĩ mơ vi mô tác động đến NHTM Việt Nam giai đoạn 2005 – 2014 [9] Fojack, H (2005) Non-perfoeming loans in sub-Saharan Africa: Causal Analysis and Macroeconomic Implications World Bank Policy Research Working, Papern ° 3769 [10] Garcia-Marco, T and Robles-Fernandez, M D (2008) Risk-taking Behaviour and Ownership in the Banking Industry: The Spanish Evidence Journal of Economics and Business, 60(4), 332-354 [11] Hu, J., Yang, Li., and Yung-Ho, C (2004) Ownership and non-performing loans: evidence from Taiwan’s banks The Developing Economies, 42(3), 405-420 [12] Jimenez, G and Saurina J (2006) Credit cycles, credit risk and prudential regulation International Journal of Central Banking, 2(2), 65-98 [13] Keeton (1999) Does faster loan growth lead to higher loan losses? Federal Reserve Bank of Kansas City, vol 84(Q II), 57-75 [14] Khemraj, T and Pasha, S (2009) The determinants of non-performing loans: An econometric case study of Guyana The Caribbean Centre for Banking and Finance Biannual Conference on Banking and Finance, St Augustine, Trinidad [15] Klein, N (2013) Non-Performing Loans in CESEE: Determinants and Impact on Macroeconomic Performance IMF Working Paper, WP/13/72 [16ư Louzis, D., Vouldis, A and Metaxas, V (2012) Macroeconomic and bank-specific determinants of nonperforming loans in Greece: a comparative study of mortgage, business andconsumer loan portfolios Journal of Banking and Finance, 36 (4), 1012-1027 [17] Messai, A S and Jouini, F (2013) Micro and Macro Determinants of Non - Performing Loans International Journal of Economics and Financial Issues, Vol.3, No.4, 852-860 [18] Nguyễn Thị Hồng Vinh cs (2018) Nghiên cứu tác động yếu tố vĩ mô đặc thù ngân hàng đến nợ xấu: Bằng chứng thực nghiệm NHTM Đông Nam Á giai đoạn 2010-2015 Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế Kinh doanh Châu Á, 29(7), 37-51 [19] Nguyễn Tuấn Kiệt Đinh Hồng Phú (2015) Phân tích yếu tố vĩ mơ vi mô tác động đến NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 - 2013 Tạp chí Kinh tế & Phát triển Đại học Kinh tế Quốc dân, số 229, 9-16 [20] Rafikul, I & Selim, A (2014) Do managers and employees perceive motivating factors differently in Malaysia? International Islamic University Malaysia [21] Pavar, M.R.F, Allameh, S.M., & Ansari, R (2013) Effect of Quality of Work Life on Organizational Commitment by SEM (Case Study: OICO Company) International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 3, 135-144 [22] Pei, Y.L (2007) The correlation between management and employee motivation in Sasol Polyrolene business University of Pretoria, South Africa Thông tin tác giả: Nguyễn Thị Hồng Ánh - Đơn vị công tác: Khoa TC – NH - Trường ĐH Công Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh - Địa email: nguyenthihonganh@iuh.edu.vn Phan Phạm Bảo Hân - Đơn vị công tác: Khoa TC – NH - Trường ĐH Công Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh Đậu Như Mây - Đơn vị công tác: Khoa TC – NH - Trường ĐH Cơng Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh Trần Thị Nhật Tiên - Đơn vị công tác: Khoa TC – NH - Trường ĐH Công Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh Ngày nhận bài: 28/4/2021 Ngày nhận sửa: 17/5/2021 Ngày duyệt đăng: 30/05/2021 99 ... xấu với mẫu 14 NHTM Việt 2013 Bình Đỗ Vân mối quan hệ đồng biến với nợ xấu Nam từ 2008-2012 Anh Trần Trọng Tỷ lệ nợ xấu kỳ trước, quy mô ngân hàng Các nhân tố ảnh hưởng đến nợ xấu Phong, Trần tỷ... tỉ lệ nợ xấu quy giai đoạn 2007 – 2013 Hồng Phú mô ngân hàng tác động tiêu cực làm tăng nợ xấu Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng Đào Thị Thanh Quy mơ ngân hàng có ý nghĩa thống kê, thể đến nợ xấu với... với Phân tích nợ xấu ngân hàng 2003 Rajan & Dhal nợ xấu quy mơ ngân hàng có tác động thương mại Ấn Độ chiều với nợ xấu GDP tác động ngược chiều lên nợ xấu, tỷ lệ Nghiên cứu nhân tố tác động lạm