Ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

TẠP CHÍ KHOAHỌC TRƯỜNGĐẠI HỌC TRÀVINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 DOI: 10.35382/18594816.1.39.2020.565
ẢNH HƯỞNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU
ĐẾN TỈ LỆ DỰ PHÒNG RỦI RO TÍN DỤNG
TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNGMẠI VIỆT NAM
Phan Thị Hương1, Nguyễn Trung Đông2
CAPITAL AND CREDIT RISK:
AN EMPIRICAL STUDY ON VIETNAMESE BANKS
Phan Thi Huong1, Nguyen Trung Dong2
Tóm tắt – Nghiên cứu cung cấp bằng
chứng thực nghiệm về sự tác động của vốn
chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
tại các ngân hàng thương mại Việt Nam giai
đoạn 2006 – 2018. Kết quả cho thấy, có mối
quan hệ đồng biến giữa tỉ lệ vốn chủ sở hữu
đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Ngoài ra,
kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, có mối
quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ dự phòng rủi ro
tín dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu. Nghiên cứu
cung cấp thêm một thông tin về các nhân tố
tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng của
ngân hàng. Từ kết quả nghiên cứu, chúng tôi
đưa ra hàm ý chính sách trong việc kiểm soát
tác động của vốn chủ sở hữu, quy mô ngân
hàng, tỉ lệ lạm phát đến tỉ lệ dự phòng rủi
ro tín dụng của các ngân hàng thương mại.
Từ khóa: ngân hàng thương mại, rủi
ro tín dụng, tỉ lệ dự phòng, vốn chủ sở hữu.
Abstract – The study provides experimen-
tal evidence about the effects of owner’s capi-
tal on credit risk provision rate at Vietnamese
Commercial Banks during the period from
2006 to 2018. The results show that this
is a positive relationship. In addition, the
1,2 Trường Đại học Tài chính - Marketing
Ngày nhận bài: 17/4/2020; Ngày nhận kết quả bình duyệt:
15/5/2020; Ngày chấp nhận đăng: 14/8/2020
Email: huongphan@ufm.edu.vn
1,2 University of Finance - Marketing
Received date: 17th April 2020; Revised date: 15th May
2020; Accepted date: 14th August 2020
research results also demonstrate that there
is a nonlinear relationship between the credit
risk provision ratio and the equity ratio.
The study provided more information on the
factors affecting banks’ credit risk provisions.
From researching the results of the study, it
is possible to give genuine implications in
controlling the impacts of equity to the credit
risk provision ratio of commercial banks.
Keywords: commercial banks, credit risk,
owner’s capital, provision rate.
I. GIỚI THIỆU
Tín dụng luôn là hoạt động mang lại nguồn
lợi nhuận lớn nhất cho các ngân hàng thương
mại (NHTM). Lợi nhuận càng cao thì rủi ro
càng lớn. Trong xu thế hội nhập kinh tế, tăng
trưởng tín dụng là mục tiêu quan trọng hàng
đầu của các NHTM. Tuy nhiên, việc tăng
trưởng tín dụng quá nhanh sẽ dẫn đến chất
lượng tín dụng không được kiểm soát. Điều
này sẽ gây ra những hậu quả cho hệ thống
ngân hàng như nợ xấu tăng, lợi nhuận sụt
giảm, khả năng thanh toán giảm. Rủi ro lớn
nhất mà các NHTM phải đối mặt là rủi ro tín
dụng. Như vậy, có thể thấy rằng, rủi ro tín
dụng là một trong những mối lo ngại rất lớn
của các NHTM. Rủi ro này không những ảnh
hưởng trực tiếp đến kết quả hoạt động và uy
tín của ngân hàng mà nó còn quyết định sự
tồn tại và phát triển của ngân hàng. Rủi ro tín
dụng làm cho giá trị tài sản của ngân hàng
25
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI
giảm sút, làm mất vốn và sẽ ảnh hưởng đến
khả năng thanh toán của ngân hàng. Bessis
[1] nhấn mạnh rằng, ngân hàng cần đặc biệt
quan tâm đến rủi ro tín dụng vì chỉ cần một
số lượng nhỏ các khách hàng chính của ngân
hàng mất khả năng thanh toán cũng có thể
dẫn đến những tổn thất lớn cho ngân hàng.
Việc trích lập dự phòng rủi ro tín dụng là
phương pháp mà các ngân hàng sử dụng để
bù đắp những tổn thất rủi ro tín dụng gây ra.
Điều 10, 11 của Thông tư 02/2013/TTNHNN
ngày 21/1/2013 về phân loại nợ và trích lập
dự phòng viết: ‘Dự phòng rủi ro tín dụng là
khoản tiền được trích lập để dự phòng cho
những tổn thất có thể xảy ra do khách hàng
của tổ chức tài chính quy mô nhỏ không thực
hiện nghĩa vụ theo cam kết vay’ [2]. Về mặt
quản lí, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được sử
dụng như một công cụ để kiểm soát rủi ro tín
dụng. Để góp phần hạn chế rủi ro, việc phân
tích các yếu tố tác động đến tỉ lệ dự phòng
rủi ro tín dụng của ngân hàng có vai trò quan
trọng đối với các nhà quản trị. Trong các yếu
tố đó, đặc biệt, chúng ta phải kể đến vốn chủ
sở hữu. Vì vậy, vốn chủ sở hữu cũng mang
những đặc điểm riêng biệt. Vốn chủ sở hữu là
một trong những nguồn tài trợ thường xuyên
của các NHTM. Vốn chủ sở hữu hoàn toàn
có thể âm nếu nợ phải trả vượt quá tài sản.
Vốn chủ sở hữu được xem như một tấm đệm
chống đỡ rủi ro, bảo vệ tiền gửi và các quỹ
bảo hiểm tiền gửi. NHTM lấy vốn chủ sở hữu
làm bàn đạp ban đầu và ngân hàng không
ngừng huy động tiền của các chủ thể khác
trong xã hội để tài trợ cho các hoạt động của
ngân hàng. Chiếc bàn đạp này đóng vai trò
quan trọng trong việc duy trì các hoạt động
thường nhật và khả năng phát triển lâu dài
của ngân hàng. Vốn chủ sở hữu và tín dụng
phải đảm bảo tính an toàn trong hoạt động
bảo vệ mỗi ngân hàng và cả hệ thống ngân
hàng. Điều này c ... gẫu nhiên
(REM) và ước lượng GMM.
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled
OLS cho thấy, có sáu biến trong mô hình,
trong đó, chỉ có biến tỉ lệ dự phòng rủi ro
tín dụng năm trước có ý nghĩa thống kê và
tác động nhiều nhất đến biến phụ thuộc. Các
biến còn lại có ảnh hưởng rất ít đến biến phụ
thuộc trong giai đoạn nghiên cứu. Về chiều
tác động, tỉ lệ vốn chủ sở hữu và tỉ lệ vốn
chủ sở hữu bình phương, tỉ lệ dư nợ cho vay
trên vốn huy động, và quy mô ngân hàng có
tác động ngược chiều đến tỉ lệ dự phòng rủi
ro tín dụng. Các biến như tỉ lệ dư nợ cho vay
trên vốn huy động và tỉ lệ lạm phát có chiều
tác động đúng với dự báo, các biến kiểm soát
còn lại thì có dấu không đúng với kì vọng.
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled
OLS, mức độ phù hợp của mô hình là R2 =
69,32%. Kết quả hồi quy theo FEM cho thấy,
tỉ lệ dự phòng rủi ro trong quá khứ, tỉ lệ vốn
chủ sở hữu, tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương
đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng trong quá khứ và tỉ lệ
vốn chủ sở hữu đồng biến với tỉ lệ rủi ro tín
dụng. R-squared cho thấy mức độ phù hợp
của mô hình FEM là 39,21%. Kết quả hồi
quy theo mô hình REM Bảng 4 cho thấy, tỉ
lệ rủi ro tín dụng năm trước có tác động cùng
chiều với tỉ lệ rủi ro tín dụng. Kết quả này
trùng khớp với kì vọng ban đầu. Các biến tỉ
lệ vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dư nợ cho vay trên
vốn lưu động có quan hệ ngược chiều với tỉ
lệ rủi ro tín dụng. Điều này đúng với kì vọng
nhưng không có ảnh hưởng nhiều. Các biến
tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương và quy mô
ngân hàng có tác động ngược chiều với tỉ lệ
rủi ro tín dụng, ngược lại, tỉ lệ lạm phát quan
hệ giống cùng chiều với vốn chủ sở hữu. R-
squared cho thấy mức độ phù hợp của mô
hình REM là 32,52%.
Tiếp theo, nghiên cứu sẽ dùng kiểm định
Wald để xác định mô hình OLS hay FEM
là phù hợp hơn. Kết quả kiểm định Wald (p-
value = 0,000) cho thấy, FEM là phù hợp hơn.
Để đánh giá REM hay FEM phù hợp hơn, ta
cần các chỉ số của kiểm định Hausman. Kết
quả kiểm định Hausman trên giá trị thống
kê thu được, giá trị p-value = 0,000 < 0,05
với độ tin cậy 95%, ta có đủ cơ sở để lựa
chọn FEM là phù hợp. Mặc dù kết quả kiểm
tra của Hausman, Wald gợi ý chúng ta nên
dùng fixed effect (FEM). Do bản chất dữ
liệu bảng động, hiện tượng nội sinh sẽ khiến
kết quả ước lượng không vững và bị chệch.
Phương pháp GMM sẽ giúp chúng ta khắc
phục nhược điểm trên; đồng thời, phương
pháp GMM còn giúp thu được ước lượng
vững và hiệu quả. Trong kiểm định GMM,
biến trễ của biến phụ thuộc và sai phân của
các biến giải thích được sử dụng làm biến
công cụ bao gồm LLRt−1, CAP, CAP2, LTD,
SIZE, INF.
Sau khi hồi quy bằng phương pháp GMM,
chúng ta cần thực hiện kiểm định Sargan
nhằm đảm bảo các biến là công cụ ngoại sinh
phù hợp để sử dụng trong mô hình. Kết quả
kiểm định Sargan test cho thấy p-value > α ,
như vậy, giả thuyết các biến công cụ là ngoại
sinh được chấp nhận, do đó, nó phù hợp để
sử dụng trong mô hình. Kiểm định Arellano-
Bond để chắc chắn hiện tượng nội sinh đã
được khắc phục và cuối cùng là kiểm định
30
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến
LLR LLRt−1 CAP LTD SIZE INF
Trung bình 0,004 0,001 0,124 0,838 228,237 0,087
Trung vị 0,014 0,014 0,091 0,761 291,338 0,068
Giá trị nhỏ nhất -0,032 -0,256 0,158 0,000 158,45 -0,041
Giá trị lớn nhất 0,747 0,747 1,258 7,401 381,66 0,260
Độ lệch chuẩn 0,089 0,084 0,123 0,552 45,067 0,063
Số quan sát 286 286 286 286 286 286
(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)
Bảng 3: Ma trận hệ số tương quan
Biến CAP SIZE LTD INF
CAP 1,0000
SIZE -0,2397 1,0000
LTD 0,0797 -0,1331 1,0000
INF 0,1210 -0,0505 -0,0744 1,0000
(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)
tính phân phối chuẩn của phần dư. Kết quả
kiểm định Arellano-Bond đúng như mong
đợi, với sai phân phần dư gần như không có
tự tương quan bậc 1 (p-value > α , AR(1) và
AR(2) không có ý nghĩa thống kê nên không
xảy ra hiện tượng tự tương quan). Như vậy,
chúng ta có thể kết luận việc sử dụng GMM
trong trường hợp này là phù hợp vì tập hợp
các biến công cụ phù hợp (theo Sargan test)
và không xảy ra tự tương quan bậc 1 và bậc
2 (kiểm định AR(1) và AR(2)). Cuối cùng,
chúng ta kiểm định tính phân phối chuẩn
của phần dư riêng gắn với từng ngân hàng
và phần dư tổng hợp. Kết quả p-value (e) =
0.017, p-value (u) = 0,101 cho thấy, phần dư
riêng của từng ngân hàng chưa có phân phối
chuẩn. Từ kết quả ước lượng GMM, mô hình
nghiên cứu được xây dựng như sau:
LLRi,t = 0.1354299 + 0.8149462 ∗
LLRi,t−1 + 0.0708446 ∗CAPi,t − 0.2226209 ∗
CAP2i,t +0.0337193∗ INFt + εi,t
Với mức ý nghĩa 1%, biến LLRt−1 có ảnh
hưởng nhiều nhất đến LLR, kết quả này cho
thấy tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng với độ
trễ một năm có tác động cùng chiều với tỉ lệ
dự phòng rủi ro hiện tại. Tại Việt Nam, kết
quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của
Nguyễn Thị Tuyết Nga [8].
Biến độc lập CAP tác động cùng chiều đến
LLR. Như vậy, kết quả hồi quy cho thấy có
mối quan hệ đồng biến giữa cấu trúc vốn và
tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Kết quả này
ủng hộ cho lí thuyết về quản lí và phù hợp
với kết quả của các nghiên cứu Nguyễn Thị
Kim Anh [21], Pettway [9], Shrieves [10].
Biến CAP2 có tác động ngược chiều đến
LLR. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên
cứu của Berger et al. [5], Mustafa et al.
[6], Nguyễn Thị Hồng Vinh và cộng sự [7],
Nguyễn Thị Tuyết Nga [8]. Với mức ý nghĩa
1%, kết quả hồi quy cho thấy có mối quan
hệ phi tuyến giữa vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng. Kết quả nghiên cứu
này cũng ủng hộ giả thuyết rủi ro đạo đức.
Điều này có ý nghĩa khi vốn chủ sở hữu tăng
thì tỉ lệ dự phòng rủi ro giảm. Mối quan hệ
phi tuyến này cho thấy: nếu tỉ lệ vốn tăng thì
rủi ro tín dụng tăng, nhưng đến một ngưỡng
nhất định nào đó, tỉ lệ vốn càng tăng thì tỉ lệ
dự phòng rủi ro tín dụng sẽ giảm. Đây chính
là điểm mới của nghiên cứu.
Biến kiểm soát LTD và SIZE có tác động
ngược chiều đến LLR với mức ý nghĩa 1%.
Kết quả này cũng hoàn toàn phù hợp với kết
quả nghiên cứu của các tác giả như Pettway
[9], Mustafa et al. [6], Nguyễn Thị Kim Anh
[21]. Biến INF tác động cùng chiều đến LLR,
với mức ý nghĩa 1%, kết quả này cũng phù
hợp với các nghiên cứu của Nguyễn Thị Tuyết
Nga [8] và Nguyễn Thị Kim Anh [21].
31
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI
Bảng 4: Kết quả hồi quy và mối quan hệ phi tuyến giữa vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự phòng
rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2018
Biến Dấu kì vọng Pooled OLS FEM REM GMM
LLR(-1)
0,887***
(0,000)
0,455***
(0,000)
0,887***
(0,000)
0,814***
(0,000)
CAP +
0,053
(0,363)
0,217***
(0,001)
0,053
(0,363)
0,070***
(0,000)
CAP2 -
-0,081*
(0,165)
-0,328***
(0,000)
-0,081*
(0,164)
-0,222***
(0,000)
LTD +
-0.001
(0,781)
-0,003
(0,530)
-0,001
(0,781)
-0,022
(0,004)
SIZE +
0,040
(0,699)
0,067
(0,800)
-0,040
(0,388)
-0,000
(0,000)
INF +
0,006
(0,888)
0,029
(0,479)
0,015
(0,690)
0,337***
(0,000)
R square 0,6932 0,3921 0,3252
Wald test
Chi2 69212
Prob>chi2 0,000
Hausman test
Chi2 115,2
Prob>chi2 0,000
Sargan test
H0: Các biến là công cụ ngoại sinh
H1: Các biến không là công cụ ngoại sinh
Chi2 20,4643
Prob>chi2 0,4292
Arellano-Bond
H0: Mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan
H1: Mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan
AR(1) 0,221
AR(2) 0,2262
(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)
IV. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
A. Kết luận
Nghiên cứu sử dụng số liệu gồm tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng, tỉ lệ vốn chủ sở hữu,
tỉ lệ dư nợ cho vay trên vốn lưu động, quy
mô ngân hàng, tỉ lệ lạm phát từ các NHTM
Việt Nam giai đoạn 2006-2018 để nghiên cứu
mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ
dự phòng rủi ro tín dụng. Số liệu được phân
tích bằng kĩ thuật hồi quy với dữ liệu bảng
để kiểm định mối quan hệ giữa vốn chủ sở
hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của
các NHTM Việt Nam. Kết quả phân tích cho
thấy có mối quan hệ đồng biến giữa tỉ lệ
vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín
dụng. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho
thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu.
Nghiên cứu đã cung cấp thêm một thông tin
về các nhân tố tác động đến dự phòng rủi ro
tín dụng của ngân hàng. Từ kết quả nghiên
cứu, chúng tôi có thể đưa ra những hàm ý
chính sách trong việc kiểm soát tác động của
vốn chủ sở hữu, quy mô ngân hàng, tỉ lệ lạm
32
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI
phát đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của
các NHTM. Ngoài ra, ước lượng GMM cho
thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ vốn
chủ sở hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng.
Điều này có ý nghĩa khi vốn chủ sở hữu tăng
thì tỉ lệ dự phòng rủi ro giảm. Mối quan hệ
phi tuyến này cho thấy tỉ lệ vốn tăng thì rủi
ro tín dụng tăng, nhưng đến một ngưỡng nhất
định nào đó, tỉ lệ vốn càng tăng thì tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng sẽ giảm.
Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng hiện tại chịu
tác động rất lớn bởi tỉ lệ dự phòng rủi ro tín
dụng trong quá khứ. Điều này có ý nghĩa rất
lớn trong việc quản lí tốt tỉ lệ dự phòng ở
hiện tại, giảm nợ xấu trong tương lai.
B. Khuyến nghị
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả có
một số luận giải và khuyến nghị như sau:
- Vốn chủ sở hữu: Kết quả nghiên cứu chỉ
ra rằng, có mối quan hệ phi tuyến và đồng
biến giữa tỉ lệ vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt
Nam trong giai đoạn 2006 – 2018. Điều này
hàm ý rằng, khi các NHTM Việt Nam tăng
tỉ lệ vốn chủ sở hữu thì họ cũng sẽ tăng tỉ
lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Tuy nhiên, mối
quan hệ phi tuyến cho thấy, hai yếu tố này
chỉ đồng biến đến một ngưỡng nhất định thì
mối quan hệ này trở thành ngược chiều. Điều
này cho thấy, khi các NHTM không thể tăng
vốn chủ sở hữu thì họ sử dụng nợ vay nhiều
và làm gia tăng rủi ro đạo đức. Vì vậy, rủi ro
của các khoản vay cũng tăng theo, dẫn đến
nợ xấu cũng gia tăng. Điều này hàm ý rằng,
tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được xem như
một công cụ hữu hiệu để kiểm soát rủi ro tín
dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu có ảnh hưởng
trực tiếp đến công cụ này. Việc điều tiết các
chính sách liên quan đến tỉ lệ dự phòng rủi
ro tín dụng cần được xem xét đến yếu tố vốn
chủ sở hữu của các NHTM.
- Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trong quá
khứ: Kết quả ước lượng theo phương pháp
GMM cho thấy, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
trong quá khứ có tác động tích cực đến tỉ lệ
dự phòng rủi ro tín dụng của hiện tại. Điều
này hàm ý rằng, các NHTM tuân thủ tốt các
yêu cầu về trích lập dự phòng rủi ro tín dụng
của năm hiện tại sẽ đảm bảo tốt tỉ lệ trích lập
dự phòng rủi ro tín dụng cho các năm sau.
- Tỉ lệ lạm phát: Kết quả nghiên cứu cho
thấy, tỉ lệ lạm phát có tác động cùng chiều
với tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Điều này
có ý nghĩa rằng, khi lạm phát tăng, tỉ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng cũng sẽ tăng. Kết quả
nghiên cứu cho thấy tỉ lệ lạm phát có tác
động cùng chiều với tỉ lệ dự phòng rủi ro tín
dụng, điều này có nghĩa rằng, khi tỉ lệ lạm
phát giảm thì tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
sẽ giảm và ngược lại. Điều này hàm ý rằng,
việc điều tiết các công cụ tài khóa cần phải
được xét đến yếu tố tỉ lệ dự phòng rủi ro tín
dụng của các NHTM hiện tại và trong quá
khứ.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Bessis J. Risk. Management in Banking. John Wiley
& Sons. 2002.
[2] Ngân hàng Nhà nước. Thông tư số 02/2013/TT-NHNN
ngày 21/01/2013 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước
Việt Nam Quy định về phân loại tài sản có, mức trích,
phương pháp trích lập dự phòng rủi ro và việc sử
dụng dự phòng để xử lý rủi ro trong hoạt động của
tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài.
2013.
[3] Thủ tướng Chính phủ. Đề án Cơ cấu lại hệ thống các
tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015 được ban
hành theo Quyết định số 254/QĐ-TT ngày 01/3/2012
của Thủ tướng Chính phủ. 2012.
[4] Keeton W. R., Morris C. S. Why do banks’ loan losses
differ?. Economic Review. 1987:3-21.
[5] Berger A. N., Bouwman C. H. S. How does capi-
tal affect bank performance during financial crises?.
Journal of Financial Economic. 2013;109:146-176.
[6] Mustafa A.R., Anasari R.H., Younis M.U. Does the
loan loss provision affect the banking profitability
in case of Pakistan. Asian Economic and Financial.
2012:2(7):772-783.
[7] Nguyễn Thị Hồng Vinh, Lê Phan Thị Diệu Thảo. Tác
động của vốn ngân hàng đến khả năng sinh lời và rủi
ro tín dụng: Trường hợp các ngân hàng thương mại
Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế. 2015;27(3):25-
44.
[8] Nguyễn Thị Tuyết Nga. Tác động của vốn chủ sở hữu
đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt
Nam. Tạp chí Tài chính. 2016;12: 39-41.
33
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI
[9] Pettway Richard H. The Effects of Large Bank Fail-
ures Upon Investors’ Risk Cognizance in the Com-
mercial Banking Industry. Journal of Financial and
Quantitative Analysis. 1976;11:465–477.
[10] Ronald E Shrieves, Drew Dahl. The Impact of Regu-
lation on Bank Equity Infusions. Journal of Banking
and Finance. 1992;16(2):439-57.
[11] Jensen M.C. Agency Costs of Free Cash Flow, Corpo-
rate Finance, and Takeovers. The American Economic
Review. 1986;76(2):323-329.
[12] Basel Committee on Banking Supervision (BCBS).
The Group of Governors and Heads of Supervision
reach broad agreement on Basel Committee capital
and liquidity reform package. BIS. 2010.
[13] Brownbridge M. The causes of financial distress in
local banks in Arica and implications for prudential
policy. Geneva: United Nations Conference on Trade
and Development. 1998;3.
[14] Hess K, Grimes A, Holmes M. Credit losses in Aus-
tralasian Banking. Economic Record. 2009;85:331-
343.
[15] Wall L. D. Regulation of banks’ equity capital.
Economic review. Federal reserve bank of Atlanta.
1985;70(10):4-18.
[16] Crouhy M. G., D. Galai, R. Mark. The Essentials of
Risk Management. McGrawHill. 2006.
[17] Keeton William R., Charles S. Morris. Why do banks’
loan losses differ? Economic Review. Federal Reserve
Bank of Kansas City. 1987;72:3-21.
[18] DP Louzis, AT Vouldis, VL Metaxas. Macroe-
conomic and bank-specific determinants of non-
performing loans in Greece: A comparative study
of mortgage, business and consumer loan portfolios.
Journal of Banking & Finance. 2010;36(4): 1012-
1027. https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2011.10.012.
[19] Hasan I., Wall L. D. Determinants of the loan loss al-
lowance: Some cross-country comparisons. Financial
review. 2004;39(1):129-152.
[20] Lê Thanh Ngọc, Đặng Trí Dũng, Lê Nguyễn Minh
Phương. Mối quan hệ giữa tỉ lệ vốn tự có và rủi ro
của ngân hàng thương mại: Bằng chứng từ Việt Nam.
Tạp chí Phát triển và Hội nhập. 2015;25(35):54-61.
[21] Nguyễn Thị Kim Anh. Tác động của vốn ngân hàng
đến khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng của các ngân
hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam. Tạp chí Khoa
học Trường Đại học An Giang. 2018;19(1):59–66.
34