Mặc dù đạt được mục tiêu nghiên cứu nhưng luận văn cũng có một số hạn chế đối tượng nghiên cứu: nghiên cứu chỉ tập trung vào đối tượng là các ngân hàng thương mại trong nước, ngoài ra những ngân hàng liên doanh, ngân hàng có 100% vốn nước ngoài và chi nhánh ngân hàng nước ngoài chưa được đưa vào nghiên cứu; việc lựa chọn biến độc lập cũng còn hạn chế do điều kiện nghiên cứu nên các nhân tố vẫn chưa giải thích được hoàn toàn sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Những hạn chế của đề tài cũng là các hướng để tác giả có thể tiếp tục thực hiện các nghiên cứu khác trong tương lai:
- Những nghiên cứu sau có thể tiếp tục phát triển theo hướng đưa thêm các nhân tố khác mà luận văn chưa sử dụng trong mô hình. Các nhân tố đó có thể là nhân tố tài chính hoặc phi tài chính như nhân tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, thu nhập từ lãi cho vay, tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng,.. Việc sử dụng đa dạng hơn các nhân tố tác động sẽ góp phần hoàn thiện và bổ sung cho kết quả nghiên cứu hiện tại.
- Mở rộng hoặc thay đổi đối tượng nghiên cứu, hướng đến các ngân hàng 100% vốn nước ngoài, ngân hàng liên doanh và chi nhánh ngân hàng nước ngoài.
- Có thể đưa thêm vào mô hình các biến tương tác lợi nhuận làm rõ hơn việc quản trị lợi nhuận thông qua dự phòng rủi ro tín dụng.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ahmed, A.S., Takeda, C. and Thomas, S. 1999, ‘Bank Loan Loss Provision: A Reexamination of Capital Management, Earnings Management and Signaling Effect’, Journal of Accounting and Econonics, vol. 28, no. 1, pp. 1- 25.
2. Anandarajan A, Hasan I, Vivas A.L (2005), Loan Loss Provision Decisions: An Empirical Analysis of the Spanish Depository Institutions, Journal of International Accounting, Auditing and Taxation (14) 55–77.
3. Ashour, M. O. (2011). Banks Loan Loss Provision Role in Earnings and Capital Management–Evidence from Palestine (Doctoral dissertation, dissertation for the degree of master in accounting finance, Islamic University Gaza)
4. Beatty A, Chamberlain SL, Magliolo J.(1995), Managing Financial Reports of Commercial Banks: The Influence of Taxes, Regulatory Capital, and Earnings, Journal of Accounting Research, 33(Autumn), 231–61.
5. Bessis, J., 2015. Risk management in banking. 4nd edition. Lodon: John Wiley and Sons Ltd.
6. Bikker, J.A. and Metzemakers, P.A.J. 2005, ‘Bank Provisioning Behaviour and Procyclicality’, Journal of Internation Financial Markets, Institution & Money, vol. 25, no. 2, pp. 141-157.
7. Borio, C., Furfine, C. and Lowe, P., 2001. Procyclicality of the financial system and financial stability: issues and policy options. BIS Papers, no 1, pp 1-57.
8. Boulila Taktak, N., Boudriga, A., & Ajmi, D. N. (2010). Loan loss reserves of weakly provisioned banks: evidence from major Tunisian banks. Afro- Asian Journal of Finance and Accounting, 2(1), 1-21.
9. Bouvatier, V., & Lepetit, L. (2008). Banks’ procyclical behavior: Does provisioning matter?. Journal of international financial markets, institutions and money, 18(5), 513-526.
10.Caporale, G.M, Alessi, M., Di Colli, S. and Lopez, J.S. 2015, ‘Loan Loss Provision: Some Empirical Evidence for Italian Banks’, Economics and Finance Working Paper Series of Department of Economic and Finance, Brunel University London, London, no. 15-04, pp. 1-38
11.Cavallo, M., Majnoni, G. (2002). Do banks provision for bad loans in good times? Empirical evidence and policy implications. In: Levich, R., Majnoni, G., Reinhart C. (Eds), Ratings, Rating Agencies and the Global Financial System, 319-342. Boston, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht and London.
12.Collins, J.H., Shackelford, D. and Wahlen, J.M. 1995, ‘Bank Differences in the Coordination of Regulator Capital, Earnings and Taxes’, Journal of Accouting Research, vol. 33, no. 2, pp. 263-291
13.Craig, D., Salas, V. and Saurina, J. 2006, ‘Earnings and Capital Management in Alternative Loan Loss Provision Regulatory Regimes’, Documentos de Trabajo, Banco de Espana, no. 0614.
14.Craig, R., S., Davis, E., P. and Pascual, A., G., 2006. Sources of procyclicality in east Asian financial systems. in S Gerlach and P Gruenwald (eds), Procyclicality of Financial Systems in Asia, pp 55–123.
15.Davis, E.P. and Zhu, H.2009, ‘Commercial Property prices and Bank performance’, Quarterly Review of Economics and Finance, vol 49, pp. 1341-1359.
16.Eng, L. and Nabar, S., 2007. Loan Loss Provisions by banks in Hongkong, Malaysia and Singapore. Journal of International Financial Management and Accounting, 18:1, 2007.
17.Floro, D.2010, ‘Loan Loss Provisioning and the Bussiness Cycle: Does Capital Matter? Evidence form Philipine Banks’, BIS Working Paper, pp. 2. 18.Grace T. Chen, Kwang-Hyun Chung and Samir El-Gazzar (2005), Factors
Determining Commercial Banks’ Allowance for Loan Losses.
Allowance for Loan Losses in Commercial Banks’, Abacus, vol. 40, no. 3, pp. 321-341.
20.Greenawalt, M. and Sinkey, J. Jr. 1988, ‘Bank loan loss provisions and the income smoothing hypothesis: An empirical analysis, 1976-1984’, Journal of Financial Services Research, vol. 1, pp. 301-318.
21.Hasan, I., & Wall, L. D. (2004). Determinants of the loan loss allowance: Some cross‐country comparisons. Financial review, 39(1), 129-152.
22.Hasni Abdullah, I. A., & Bujang, I. (2015). Loan Loss Provisions And Macroeconomic Factors: The Case of Malaysian Commercial Banks. International Business Management, 9(4), 377-383.
23.Jorion, P. (2009). Risk management lessons from the credit crisis. European Financial Management, 15(5), 923-933.
24.Laeven, Luc, and Giovanni Majnoni. "Loan loss provisioning and economic slowdowns: too much, too late?." Journal of financial intermediation 12.2 (2003): 178-197.
25. Leventis, S., Dimitropoulos, P. E., & Anandarajan, A. (2011). Loan loss provisions, earnings management and capital management under IFRS: The case of EU commercial banks. Journal of financial services research, 40(1- 2), 103-122.
26.Nguyễn Thị Thu Hiền và Phạm Đình Tuấn 2014, ‘Các nhân tố tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam’, Tạp chí phát triền Kinh tế, số 284 (tháng 6/2014), trang 63-80.
27.Ozili, Peterson K. "Loan loss provisioning, income smoothing, signaling, capital management and procyclicality: does IFRS matter? Empirical evidence from Nigeria." Mediterranean Journal of Social Sciences 6.2 (2015): 224-232.
28.Packer, F., & Zhu, H. (2012). Loan loss provisioning practices of Asian banks.
PHỤ LỤC
Phụ lục 1: Danh sách các Ngân hàng thương mại trong nước được chọn mẫu nghiên cứu
Đơn vị: Tỷ đồng
TT TÊN NGÂN HÀNG TMCP SỐ GIẤY PHÉP
NGÀY CẤP
VỐN ĐIỀU LỆ
1
Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam
(Vietnam Bank for Agriculture and Rural Development - Agribank)
280/QĐ-NH5 ngày
15/01/1996 30,377.6
2
Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam
(Vietnam Joint Stock Commercial Bank of Industry and Trade)
142/GP-NHNN ngày
03/7/2009 37.234
3
Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam (Joint Stock Commercial Bank for Investment and Development of Vietnam)
84/GP-NHNN ngày
23/4/2012 34.187,2
4
Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam
(Joint Stock Commercial Bank for Foreign Trade of Vietnam - VCB)
286/QĐ-NH5 ngày
21/9/1996 35.977,7
5
Á Châu
(Asia Commercial Joint Stock Bank - ACB)
0032/NHGP ngày
24/4/1993 11.259
6
An Bình
(An Binh Commercial Joint Stock Bank - ABB)
0031/NH-GP ngày 15/4/1993 77/QĐ-NH5 ngày 15/4/1993 5.319,5 7 Bản Việt
(Viet Capital Commercial Joint StockBank - Viet Capital Bank)
0025/ NHGP ngày
8
Bắc Á
(BAC A Commercial Joint Stock Bank - Bac A Bank) 0052/NHGP ngày 01/9/1994 183/QĐ-NH5 ngày 01/9/1994 5.462 9
Bưu điện Liên Việt
(LienViet Commercial Joint Stock Bank – Lienviet Post Bank - LPB)
91/GP-NHNN ngày
28/3/2008 7500
10
Đông Nam Á
(Southeast Asia Commercial Joint Stock Bank - Seabank)
0051/NHGP ngày
25/3/1994 5.465,8
11
Hàng Hải
(The Maritime Commercial Joint Stock Bank - MSB)
0001/NHGP ngày
08/6/1991 11.750
12
Kỹ Thương
(Viet Nam Technological and Commercial Joint Stock Bank - TECHCOMBANK)
0040/NHGP ngày
06/8/1993 11.655
13
Nam Á
(Nam A Commercial Joint Stock Bank - NAM A BANK)
0026/NHGP ngày
22/8/1992 3.021,2
14
Phương Đông
(Orient Commercial Joint Stock Bank - OCB)
0061/ NHGP ngày
13/4/1996 5.000
15
Quân Đội
(Military Commercial Joint Stock Bank - MB)
0054/NHGP ngày
14/9/1994 18.155
16
Quốc Tế
(Vietnam International Commercial Joint Stock Bank - VIB)
0060/ NHGP
ngày 25/01/1996 5.644
17
Quốc dân
(Đổi tên từ Ngân hàng Nam Việt) (National Citizen bank - NCB)
0057/NHGP ngày 18/9/1995 970/QĐ-NHNN ngày
18/5/2006
18
Kiên Long
Kien Long Commercial Joint - Stock Bank
0056/NH-GP ngày
18/09/1995 3.237
19
Sài Gòn Công Thương
(Saigon Bank for Industry & Trade - SGB)
0034/NHGP ngày
04/5/1993 3.080
20
Sài Gòn – Hà Nội
(Saigon-Hanoi Commercial Joint Stock Bank - SHB) 0041/NH-GP ngày 13/11/1993 93/QĐ-NHNN ngày 20/01/2006 12.036,2 21 Sài Gòn Thương Tín
(Saigon Thuong TinCommercial Joint Stock Bank - Sacombank) 0006/NHGP ngày 05/12/1991 18.852,2 22 Tiên Phong
(TienPhong Commercial Joint Stock Bank - TPB)
123/GP-NHNN
ngày 05/5/2008 6.718,4
23
Việt Á
(Viet A Commercial Joint Stock Bank - VIETA Bank)
12/NHGP
ngày 09/5/2003 3.500
24
Việt Nam Thịnh Vượng
(Vietnam Commercial Joint Stock Bank for Private Enterprise - VPBank)
0042/NHGP
ngày 12/8/1993 15.706
25
Phát triển Thành phố Hồ Chí Minh
(Ho Chi Minh city Development Joint Stock Commercial Bank - HDBank)
00019/NH-GP ngày
6/6/1992 9.810
26
Xuất Nhập Khẩu
(Viet nam Export Import Commercial Joint Stock - Eximbank)
0011/NHGP
Phụ lục 2: Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu
variable mean sd min p50 max N
LLP .005778 .0046899 -.004846 .0044996 .0288064 253 LGR .2197861 .1867987 -.3668654 .1883574 .9744048 253 NPL .0233524 .0135711 .0028494 .0217775 .0880662 253 SIZE 32.00655 1.263025 28.7091 32.02128 34.723 253 LTA .5448677 .136001 .1942878 .5616327 .8516832 253 PROFIT .0165928 .0088585 .0016057 .015805 .0580774 253 TYPE .1581028 .3655605 0 0 1 253 DEPORATE 8.133526 3.416563 4.68 6.69 13.994 253 GDPGR 6.019455 .5303243 5.247 6.211 6.812 253
TYPE LLP LGR NPL SIZE LTA PROFIT
0 .0050988 .2286798 .0231615 31.64711 .5207866 .0160393 1 .0093943 .1724274 .0243691 33.92055 .6731 .0195405 Total .005778 .2197861 .0233524 32.00655 .5448677 .0165928
Phụ lục 3: Ma trận hệ số tương quan
LLP LGR NPL SIZE LTA PROFIT TYPE DEPORATE GDPGR
LLP 1.0000 LGR -0.2135 1 0.0006 NPL 0.1743 -0.2067 1 0.0054 0.0009 SIZE 0.3658 -0.1474 -0.0009 1 0.0000 0.0190 0.9890 LTA 0.4029 -0.1157 0.0401 0.1864 1 0.0000 0.0662 0.5250 0.0029 PROFIT 0.528 0.0884 -0.0862 0.0684 0.1979 1 0.0000 0.1607 0.1718 0.2787 0.0016 TYPE 0.3348 -0.1101 0.0325 0.658 0.4094 0.1445 1 0.0000 0.0805 0.6065 0.0000 0.0000 0.0215 DEPORATE -0.2372 -0.015 0.0482 -0.2687 -0.2419 0.2501 0.011 1 0.0001 0.8120 0.4454 0.0000 0.0001 0.0001 0.8616 GDPGR 0.1392 -0.0472 -0.2657 0.2128 0.1253 -0.0436 -0.0095 -0.2904 1 0.0268 0.4543 0.0000 0.0007 0.0465 0.4897 0.8800 0.0000
Phụ lục 4: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
TYPE 2.53 0.395596 SIZE 2.39 0.418513 LTA 1.55 0.645402 DEPORATE 1.53 0.654446 GDPGR 1.26 0.791517 PROFIT 1.22 0.821556 NPL 1.15 0.867909 LGR 1.11 0.899722 Mean VIF 1.59
Phụ lục 5: Kết quả ước lượng bình phương bé nhất OLS
Source SS df MS Number of obs = 253
F( 8, 244) = 46.14 Model .003337013 8 .000417127 Prob > F = 0.0000 Residual .002205858 244 9.0404e-06 R-squared = 0.6020
Adj R-squared = 0.589
Total .00554287 252 .000021996 Root MSE = .00301
LLP Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval LGR -.0046371 .001069 -4.34 0.000 -.0067427 -.0025315 NPL .0762666 .014981 5.09 0.000 .046758 .1057752 SIZE .0003202 .0002318 1.38 0.168 -.0001364 .0007768 LTA .0031565 .0017335 1.82 0.070 -.0002581 .0065712 PROFIT .3217043 .0235892 13.64 0.000 .2752399 .3681688 TYPE .0016655 .0008238 2.02 0.044 .0000429 .0032881 DEPORATE -.0004562 .0000685 -6.66 0.000 -.0005912 -.0003212 GDPGR .0008005 .0004014 1.99 0.047 9.77e-06 .0015912 _cons -.0136608 .0077566 -1.76 0.079 -.0289392 .0016177
Phụ lục 6: Mô hình hồi quy FEM
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 253
Group variable: id Number of groups = 26
R-sq: within = 0.4698 Obs per group: min = 8
Between = 0.7440 avg = 9.7 overall = 0.5857 max = 10
F(7,220) = 27.85
corr(u_i, Xb) = 0.0666 Prob > F = 0.0000
LLP Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval LGR -.0036621 .0010957 -3.34 0.001 -.0058215 -.0015026 -.0036621 NPL .0480235 .0156895 3.06 0.002 .0171026 .0789445 .0480235 SIZE .0006823 .0004569 1.49 0.137 -.0002182 .0015829 .0006823 LTA .0070421 .002243 3.14 0.002 .0026216 .0114626 .0070421 PROFIT .2935753 .0285023 10.30 0.000 .2374029 .3497477 .2935753 TYPE 0 (omitted) 0 DEPORATE -.000373 .0000763 -4.89 0.000 -.0005234 -.0002225 -.000373 GDPGR .0004277 .0004104 1.04 0.299 -.0003812 .0012366 .0004277 _cons -.0246274 .0143687 -1.71 0.088 -.0529453 .0036906 -.0246274 sigma_u .00157443 sigma_e .00276981
rho .24420192 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 7: Mô hình hồi quy REM
Random-effects GLS regression Number of obs = 253
Group variable: id Number of groups = 26
R-sq: within = 0.4650 Obs per group: min = 8
between = 0.7844 avg = 9.7 Overall = 0.5993 max = 10
Wald chi2(8) = 290.51
corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.000 LLP Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval LGR -.0041827 .0010513 -3.98 0.000 -.0062431 -.0021222 NPL .062898 .0149313 4.21 0.000 .0336331 .0921629 SIZE .0004171 .000287 1.45 0.146 -.0001455 .0009796 LTA .0047321 .0018951 2.50 0.013 .0010178 .0084463 PROFIT .3087139 .0251358 12.28 0.000 .2594486 .3579793 TYPE .0012832 .0010585 1.21 0.225 -.0007913 .0033578 DEPORATE -.0004261 .0000681 -6.26 0.000 -.0005595 -.0002926 GDPGR .0006547 .0003864 1.69 0.090 -.0001026 .001412 _cons -.0164961 .0092752 -1.78 0.075 -.0346752 .0016831 sigma_u .00097995 sigma_e .00276981
rho .11124671 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 8: Kiểm định Hausman
---- Coefficients ----
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
fem rem Difference S.E.
LGR -.0036621 -.0041827 .0005206 .0003089 NPL .0480235 .062898 -.0148745 .0048183 SIZE .0006823 .0004171 .0002653 .0003555 LTA .0070421 .0047321 .00231 .0011999 PROFIT .2935753 .3087139 -.0151386 .0134376 DEPORATE -.000373 -.0004261 .0000531 .0000345 GDPGR .0004277 .0006547 -.000227 .0001385
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) = 19.65
Phụ lục 9: Mô hình hồi quy FGLS
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.0570)
Estimated covariances = 26 Number of obs = 253 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 26 Estimated coefficients = 9 Obs per group: min = 8 avg = 9.730769 max = 10
Wald chi2(8) = 403.96
Prob > chi2 = 0.0000
LLP Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] LGR -.0029393 .000896 -3.28 0.001 -.0046953 -.0011832 NPL .0786885 .0135712 5.80 0.000 .0520895 .1052875 SIZE .000441 .0001916 2.30 0.021 .0000655 .0008165 LTA .0043998 .0014501 3.03 0.002 .0015577 .0072419 PROFIT .2974429 .0215051 13.83 0.000 .2552937 .3395921 TYPE .00117 .0006973 1.68 0.093 -.0001967 .0025367 DEPORATE -.0003742 .0000577 -6.49 0.000 -.0004873 -.0002612 GDPGR .0006846 .0003249 2.11 0.035 .0000477 .0013215 _cons -.0182839 .0064865 -2.82 0.005 -.0309972 -.0055707
Phụ lục 10: So sánh giữa các mô hình hồi quy OLS, FEM, REM, FGLS với các mức ý nghĩa 0%, 5% và 10% (1) (2) (3) (4) LLP LLP LLP LLP LGR -0.00464*** -0.00366*** -0.00418*** -0.00294*** [-4.34] [-3.34] [-3.98] [-3.28] NPL 0.0763*** 0.0480*** 0.0629*** 0.0787*** [5.09] [3.06] [4.21] [5.80] SIZE 0.00032 0.000682 0.000417 0.000441** [1.38] [1.49] [1.45] [2.30] LTA 0.00316* 0.00704*** 0.00473** 0.00440*** [1.82] [3.14] [2.50] [3.03] PROFIT 0.322*** 0.294*** 0.309*** 0.297*** [13.64] [10.30] [12.28] [13.83] TYPE 0.00167** . 0.00128 0.00117* [2.02] . [1.21] [1.68] DEPORATE -0.000456*** -0.000373*** -0.000426*** -0.000374*** [-6.66] [-4.89] [-6.26] [-6.49] GDPGR 0.000801** 0.000428 0.000655* 0.000685** [1.99] [1.04] [1.69] [2.11] _cons -0.0137* -0.0246* -0.0165* -0.0183*** [-1.76] [-1.71] [-1.78] [-2.82] N 253 253 253 253 R-sq 0.602 0.47 t statistics in brackets * p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Phụ lục 11: Mô hình hồi quy FGLS khi TYPE=1
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.2701)
Estimated covariances = 4 Number of obs = 40 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 4 Estimated coefficients = 8 Time periods = 10
Wald chi2(7) = 94.93
Prob > chi2 = 0.000
LLP Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] LGR -.0065505 .0069671 -0.94 0.347 -.0202059 .0071048 NPL .0849721 .0342119 2.48 0.013 .017918 .1520261 SIZE .0021609 .001464 1.48 0.140 -.0007085 .0050303 LTA .0196175 .0061491 3.19 0.001 .0075654 .0316696 PROFIT .6479623 .1256596 5.16 0.000 .4016741 .8942506 DEPORATE .0000263 .0001875 0.14 0.888 -.0003412 .0003939 GDPGR .0006225 .0007616 0.82 0.414 -.0008703 .0021153 _cons -.0946758 .0460751 -2.05 0.040 -.1849813 -.0043703
Phụ lục 12: So sánh giữa các mô hình hồi quy với các mức ý nghĩa 0%, 5% và 10%, khi TYPE=1 (1) (2) (3) (4) LLP LLP LLP LLP LGR -0.00716 -0.00722 -0.00716 -0.00655 [-0.83] [-1.02] [-0.83] [-0.94] NPL 0.0746** 0.000983 0.0746** 0.0850** [2.14] [0.03] [2.14] [2.48] SIZE 0.00168 0.00259* 0.00168 0.00216 [0.98] [1.80] [0.98] [1.48] LTA 0.0244*** -0.00558 0.0244*** 0.0196*** [3.88] [-0.45] [3.88] [3.19] PROFIT 0.690*** 0.562*** 0.690*** 0.648*** [4.67] [4.56] [4.67] [5.16] DEPORATE -0.000115 0.0000956 -0.000115 0.0000263 [-0.52] [0.51] [-0.52] [0.14] GDPGR 0.000704 0.0000894 0.000704 0.000623 [0.76] [0.12] [0.76] [0.82] _cons -0.0813 -0.0856* -0.0813 -0.0947** [-1.51] [-1.95] [-1.51] [-2.05] N 40 40 40 40 R-sq 0.733 0.67 t statistics in brackets * p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Phụ lục 13: Mô hình hồi quy FGLS khi TYPE=0
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.2896)