Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
74 
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG 
TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 
Vương Quốc Duy 
Tóm tắt 
Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng rủi ro tín dụng là loại rủi ro tài chính lớn nhất đối với các ngân hàng. 
Nghiên cứu này xác định nhóm yếu tố đặc điểm ngân hàng ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng tại các ngân 
hàng thương mại (NHTM) Việt Nam (VN) bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất 
(OLS). Với các dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính của 29 NHTM VN từ năm 2015 đến 2019, hai 
yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng đã được tìm thấy là: Tăng trưởng tín dụng và tỉ lệ giữa thu nhập ròng 
từ hoạt động kinh doanh trước chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ tín dụng. Thông qua kết 
quả nghiên cứu, một số gợi ý được đưa ra giúp các nhà quản lý ngân hàng nhận diện tác động tiêu cực 
của các yếu tố đặc điểm ngân hàng đến rủi ro tín dụng nhằm kiểm soát tốt rủi ro tài chính trong hoạt 
động ngân hàng. 
Từ khóa: Rủi ro tín dụng, Ngân hàng, OLS. 
FACTORS AFFECTING CREDIT RISK IN COMMERCIAL BANKS IN VIETNAM 
Abstract 
Many researches show that credit risk is the biggest financial risk for banks. This paper identifies specific 
banks’ characteristics which have impacts on the credit risk of Vietnam’s comercial banks by applying 
the Ordinary Least Square (OLS) approach. With the data collected from financial statements of 29 
Vietnam’s commercial banks in the years from 2015 to 2019, two idendified factors include loan growth 
and earning before provision. Based on the research findings, several recommendations are proposed for 
bank managers to prompt awareness of the factors with negative effects on credit risk to control financial 
risks effectively in banks. 
Keywords: Credit risk, Banking, OLS 
JEL classification: G; G21; G24.
1. Lý do chọn đề tài 
Rủi ro tín dụng là một vấn đề đã được đề cập 
nhiều trong nhiều chủ đề nghiên cứu ở Việt Nam, 
nhưng việc nhận thức tầm quan trọng của nó vẫn 
còn rất đơn giản trong doanh nghiệp nước ta. 
Nghiên cứu các mức độ rủi ro bao gồm rủi ro thị 
trường, tín dụng, hoạt động và rủi ro thanh khoản 
vẫn còn nhiều điều chưa được đo lường hết và 
chưa có các công cụ đầy đủ cho việc nghiên cứu 
và lượng hóa các mô hình nghiên cứu. Vì vậy, việc 
đưa ra những quyết định quản trị rủi ro nhằm giảm 
thiểu những tổn thất tiềm ẩn là cần thiết. 
Cuộc khủng hoảng kinh tế - tài chính toàn cầu 
khởi phát năm 2008 được đánh giá là ảnh hưởng 
đến nền kinh tế trong lịch sử trở lại đây. Hơn nữa, 
sự phát triển của quá trình toàn cầu hóa đã biến 
thế giới thành một hệ thống phức tạp với các mối 
quan hệ đan xen chằng chịt. Sự phức tạp không 
chỉ gia tăng phạm vi ảnh hưởng của các cuộc 
khủng hoảng kinh tế mà còn khiến người ta khó 
khăn trong dự báo các biến cố bình thường khác. 
Khủng hoảng tài chính với việc mất khả năng 
thanh toán của hàng loạt các tổ chức tài chính và 
phi tài chính “khổng lồ” làm bộc lộ rõ yếu kém 
trong quản trị rủi ro tài chính ở các doanh nghiệp 
từ đó chủ đề về rủi ro tài chính trong doanh nghiệp 
trên toàn thế giới quản trị rủi ro tài chính trở nên 
vô cùng cần thiết. Trong bối cảnh đó, các doanh 
nghiệp Việt Nam phải thường xuyên đối diện với 
rủi ro tài chính ngày càng đa dạng về loại hình, 
tinh vi về mức độ. Rủi ro tài chính xảy ra đồng 
nghĩa với tổn thất hoặc mục tiêu tài chính của 
doanh nghiệp bị ảnh hưởng. Bởi vậy, quản trị rủi 
ro tài chính luôn được coi trọng, là mối quan tâm 
hàng đầu của các doanh nghiệp Việt Nam. Mặc dù 
vậy, công tác quản trị rủi ro tài chính của các 
doanh nghiệp vẫn chưa được như mong đợi. Hệ 
lụy khó tránh khỏi là những tổn thất về kinh tế xã 
hội, những sai lệch so với dự tính của doanh 
nghiệp. Vì mục tiêu bền vững trong phát triển, tối 
đa hóa giá trị tài sản của các chủ sở hữu, quản trị 
rủi ro tài chính theo hướng toàn diện hơn, chặt chẽ 
hơn, hiệu quả hơn là đòi hỏi vô cùng cấp bách đối 
với các doanh nghiệp Việt Nam. 
Việt Nam gia nhập Tổ chức thương mại thế 
giới (WTO) đã mở ra những cơ hội phát triển mới 
cho thị trường tài chính Việt Nam nói chung và 
của ngành ngân hàng nói riêng. Tuy nhiên, bên 
cạnh đó cũng đặt ra cho các Ngân hàng thương 
mại (ngân hàng thương mại) Việt Nam nhiều 
thách thức và rủi ro Trong môi trường cạnh tranh 
gay gắt giữa các ngân hàng thương mại trong và 
ngoài nước, dưới sức ép của tiến trình hội nhập, 
hoạt động kinh doanh của Ngân hàng đang diễn ra 
rất phức tạp và luôn chứa đựng những rủi ro tiềm 
ẩn. Ngân hàng với vai trò là tổ chức trung giang 
Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
75 
huy động và cung ứng vốn cho nền kinh tế.Vì vậy 
nếu kinh doanh của Ngân hàng xảy ra tổn thất thể 
gây ảnh hưởng dây chuyền trên toàn hệ thống 
ngân hàng và nền kinh tế thiếu vốn để tăng trưởng. 
Chính vì vậy, quản trị rủi ro tài chính cần được 
quản lý và kiểm ...  phòng 
năm t so với tổng dư nợ 
cho vay năm t-1 
- 
LG (Tăng 
trưởng tín dụng 
so với năm 
trước) 
LG 
= 
Tổng dư nợ năm t - Tổng dư nợ năm 
(t-1) 
Tổng dư nợ năm (t-1) 
Theo nghiên cứu về tác 
động của biến tăng 
trưởng tín dụng 
(Dell’Ariccia & cộng sự 
(2009), Keeton (1999)) 
+ 
SIZE (Tổng dư 
nợ tín dụng) 
SIZE = lg(Tổng dư nợ) 
Theo Saunders & cộng 
sự (1990), Chen & cộng 
sự (1998), Cebenoyan & 
cộng sự (1999), và 
Megginson (2005) 
+ 
CIR (Tỉ lệ giữa 
chi phí hoạt 
động và thu 
nhập hoạt động) 
CIR = 
Tổng chi phí – chi phí trả lãi 
Tổng dư nợ 
Theo nghiên cứu của 
Berger & De Yuong 
(1997) 
- 
EBP (Tỉ lệ giữa 
thu nhập ròng từ 
hoạt động kinh 
doanh trước chi 
phí dự phòng rủi 
ro tín dụng và tổng 
dư nợ tín dụng) 
EBP 
= 
Thu nhập ròng từ hoạt động kinh 
doanh 
trước chi phí dự phòng 
Tổng dư nợ 
Theo nghiên cứu của 
Hess & cộng sự (2009) 
+ 
Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
80 
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến 
Tên biến và cách tính 
Gọi 
tên 
biến 
Số 
quan 
sát 
Trung bình 
Độ lệch 
chuẩn 
Giá trị 
nhỏ nhất 
Giá trị 
lớn nhất 
CRR (Giá trị trích lập dự phòng năm 
t/Tổng dư nợ năm t-1) 
crr 138 0,0156333 0,0163349 0,0002 0,1435 
LG (Tăng trưởng tín dụng so với 
năm trước) 
lg 138 0,2617515 0,7315147 -0,8815 8,6161 
SIZE (Tổng dư nợ tín dụng) size 138 7,9622830 0,5371074 6,4107 9,0481 
CIR (Tỉ lệ giữa chi phí hoạt động và 
thu nhập hoạt động) 
cir 138 0,2546297 0,1426315 0,0987 1,1901 
EBP (Tỉ lệ giữa thu nhập ròng từ 
hoạt động kinh doanh trước chi phí 
dự phòng rủi ro tín dụng và tổng dư 
nợ tín dụng) 
ebp 138 0,0270768 0,0210341 0,0039 0,1728 
4.3. Thống kê suy rộng 
4.3.1. Phân tích tương quan 
Nghiên cứu kiểm tra khả năng có thể xuất 
hiện đa cộng tuyến giữa các biến số bằng cách 
thiết lập ma trận hệ số tương quan của các biến, 
được trình bày trong Bảng 3. Hệ số tương quan 
giữa các cặp biến không có trường hợp nào vượt 
quá 0.8, độ lớn của các hệ số tương quan chỉ ra 
rằng khả năng xuất hiện đa cộng tuyến trong mô 
hình hồi quy thấp 
Bảng 3: Ma trận tương quan giữa các biến số 
 CRR G SIZE CIR EBP 
CRR 1,0000 
LG 0,6661 1,0000 
SIZE -0,0285 -0,0706 1,0000 
CIR 0,0292 -0,0492 0,0594 1,0000 
EBP 0,3970 -0,1008 0,0244 -0,0469 1,0000 
Nguồn: Xử lý kết quả phần mềm Stata 
4.3.2. Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín 
dụng NHTM VN 
Kết quả hồi quy của các mô hình xác định 
mức độ ảnh hưởng của nhóm yếu tố đặc điểm 
ngân hàng đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng 
thương mại Việt Nam được thể hiện tại Bảng 4. 
Mô hình hồi quy OLS có điều chỉnh theo PSSS 
thay đổi cho thấy biến LG và biến EBP có ý nghĩa 
thống kê ở mức 1%. Trong đó biện SIZE, CIR và 
hằng số không có bất cứ mối liên hệ nào với rủi ro 
tín dụng. 
Bảng 4: Kết quả hồi quy giữa các biến 
Các biến số 
Mô hình có điều chỉnh theo 
PSSS thay đổi 
Mô hình chưa điều chỉnh 
theo PSSS thay đổi 
 Hệ số Giá trị F Hệ số Giá trị F 
CRR (biến phụ thuộc) 
LG 0,016*** 0,001 0,016*** 0,001 
SIZE 0,001 0,230 0,001 0,132 
CIR 0,009 0,145 0,009* 0,092 
EBP 0,367*** 0,001 0,367*** 0,001 
Hằng số -0,002 0,231 -0,002 0,752 
R2 điều chỉnh 0,658 0,668 
Số quan sát 138 138 
Kiểm định F 0,0000 0,000 
Ghi chú: ***: mức ý nghĩa 1%, **: mức ý nghĩa 5%, *: mức ý nghĩa 10% 
Nguồn: Xử lý kết quả phần mềm Stata 
Tiếp sau đây, nghiên cứu tập trung vào các kết 
quả thu được từ mô hình hồi quy OLS có điều chỉnh 
theo PSSS thay đổi. Về các hệ số hồi quy, dấu của 
các hệ số hồi quy như CIR, LG và SIZE mang dấu 
dương là phù phù hợp với giả thiết đặt ra, tuy nhiên 
biến EBP mang dấu dương là trái với kỳ vọng. 
Mô hình được xem là phù hợp vì R2 có điều 
chỉnh ở mức cao. Hệ số này cho thấy các biến độc 
Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
81 
lập như tỉ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt 
động, tăng trưởng tín dụng, quy mô ngân hàng giải 
thích tương đương 65,89% sự thay đổi trong rủi ro 
tín dụng. Giá trị p trong thống kê F rất thấp 0,000 
cho thấy giá trị các hệ số tương quan trong mô hình 
không đồng thời bằng không ở mức ý nghĩa 1%. 
Kết quả trên cho thấy các biến đưa vào mô 
hình đã giải thích được sự thay đổi của biến rủi ro 
tín dụng. Mối quan hệ giữa các biến được thể hiện 
bằng phương trình sau: 
CRR = 0,01606 * LG + 0,3676 * EBP + ε 
Các biến có ý nghĩa trong mô hình và thảo 
luận 
Biến tăng trưởng tín dụng (LG) 
Biến đầu tiên được xem xét ở đây là tăng 
trưởng tín dụng. Trong mô hình mô hình hồi quy 
OLS có điều chỉnh theo PSSS thay đổi, biến này 
có hệ số là 0,01606 với mức ý nghĩa 1% cho thấy 
mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê 
giữa tăng trưởng tín dụng và rủi ro tín dụng. Mối 
tương quan này được giải thích là do các ngân 
hàng có mức tăng trưởng tín dụng cao sẽ có nguy 
cơ gặp rủi ro tín dụng cao hơn các ngân hàng khác. 
Kết quả này cũng tương tự kết quả tìm được trong 
nghiên cứu của Jimenez & Saurina (2006), Hess 
& cộng sự (2008), và Foos & cộng sự (2010). 
Thực tế, tăng trưởng tín dụng luôn là yếu tố 
được quan tâm nhiều nhất khi đánh giá mức độ an 
toàn trong hoạt động tín dụng của ngân hàng. Ở 
Việt Nam, tăng trưởng tín dụng luôn ở mức cao 
trong nhiều năm trở lại đây. Theo thống kê của 
Ngân hàng Nhà nước, tốc độ tăng trưởng tín dụng 
trung bình là 20% trong giai đoạn 2000–2013. 
Biển tỉ lệ giữa thu nhập ròng từ hoạt động 
kinh doanh trước chi phí dự phòng rủi ro tín dụng 
và tổng dư nợ tín dụng (EBP) 
Biến tiếp theo được xem xét ở đây là tỉ lệ giữa 
thu nhập ròng từ hoạt động kinh doanh trước chi 
phí dự phòng rủi ro tín dụng và tổng dư nợ tín 
dụng. Trong mô hình mô hình hồi quy OLS có 
điều chỉnh theo PSSS thay đổi, biến này có hệ số 
là 0,3676 với mức ý nghĩa 1% cho thấy mối tương 
quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa tỉ lệ giữa 
thu nhập ròng từ hoạt động kinh doanh trước chi 
phí dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ tín 
dụng và rủi ro tín dụng. 
Kết quả này trái với kết quả tìm được trong 
nghiên cứu của Greenawalt & Sinkey (1998), 
Fudenberg & Tirole (1995), và Kanagaretnam & 
cộng sự (2003) 
Mối tương quan này được giải thích là do 
việc trích lập dự phòng sẽ ảnh hưởng trực tiếp đến 
khoản mục chi phí dự phòng rủi ro cho các khoản 
cho vay, nghĩa là ban giám đốc quyết định tăng 
khoản trích lập dự phòng cho dư nợ vay tại ngân 
hàng sẽ trực tiếp ảnh hưởng đến chi phí hoạt động 
của ngân hàng. Cuối cùng, quyết định này sẽ làm 
giảm số thuế thu nhập phải nộp do phần lợi nhuận 
trước thuế bị sụt giảm. Chính vì vậy, các ngân 
hàng có khuynh hướng sử dụng nghiệp vụ này như 
một công cụ tránh thuế. 
Các biến số còn lại Size và CIR không có ý 
nghĩa thống kê nói lên rằng quy mô của ngân hàng 
và tỷ lệ giữa chi phí hoạt động và thu nhập hoạt 
đông không ảnh hưởng có ý nghĩa lên mức độ rủi 
ro tín dụng của các ngân hàng thương mại Việt 
Nam. Kết quả này cũng cho thấy rằng quy mô hoạt 
động của ngân hàng không tác động lên rủi ro tín 
dụng của chính ngân hàng đó, không ủng hộ cho 
nghiên cứu của Lê Khương Ninh và Lâm Thị Bích 
Ngọc (2012). 
5. Kết luận và kiến nghị 
5.1. Kết luận 
Trong khoảng thời gian từ năm 2015 – 2017, 
hoạt động tín dụng của các ngân hàng 
vẫn diễn ra khá sôi nổi, tốc độ tăng trưởng bình 
quân toàn hệ thống luôn ở mức trên 15%, giai 
đoạn 2018 – 2019 tăng trưởng tín dụng giảm chỉ 
còn 12 – 13%/năm. Trong khi tốc độ tăng trưởng 
GDP bình quân trong giai đoạn này chỉ khoảng 6 
- 7%/năm. Điều này có thể nhận thấy có một 
lượng lớn tiền được bơm vào nền kinh tế nhưng 
chưa đem lại hiệu quả. 
Kết quả nghiên cứu lựa chọn được mô hình 
gồm 2 biến: Tăng trưởng tín dụng và tỉ lệ chi phí 
hoạt động so với thu nhập hoạt động có ảnh hưởng 
đến rủi ro tín dụng. Từ kết quả này, việc phân tích 
dữ liệu cho thấy tăng trưởng tín dụng tại các ngân 
hàng thương mại Việt Nam có tác động đến rủi ro 
tín dụng. Điều này phù hợp với các kết quả nghiên 
cứu trước đây tại các nền kinh tế khác. 
Cuối cùng là biến tỉ lệ chi phí hoạt động trên 
thu nhập hoạt động, biến này có tác động ngược 
chiều với rủi ro tín dụng. Nghĩa là các ngân hàng 
yếu kém trong việc quản lí chi phí hoạt động cũng 
sẽ mang lại rủi ro tín dụng cao hơn các ngân hàng 
khác. Bởi vì nếu ban giám đốc không thể quản lí 
tốt các khoản chi phí của ngân hàng, thì khó có thể 
đòi hỏi họ quản lí tốt hoạt động cho vay. Kết quả 
nghiên cứu cũng cho thấy hiện tượng che giấu thu 
nhập ở Việt Nam chưa tác động rõ ràng đến rủi ro 
tín dụng và không có ý nghĩa khi đưa vào mô hình 
nghiên cứu. 
5.2. Kiến nghị 
Từ kết quả của mô hình nghiên cứu, chúng 
tôi có một số khuyến nghị đến các nhà đầu tư cổ 
phiếu ngân hàng nên quan tâm đến mức tăng 
trưởng tín dụng của các ngân hàng như một yếu tố 
Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
82 
bổ sung trong việc phân tích trước khi quyết định 
đầu tư, đặc biệt là các ngân hàng có tỉ lệ tăng 
trưởng dư nợ nhanh chóng, do các ngân hàng này 
có nguy cơ tiềm ẩn rủi ro tín dụng cao hơn các 
ngân hàng khác. Theo kết quả nghiên cứu, sau khi 
tăng trưởng tín dụng cao thì các ngân hàng Việt 
Nam sẽ bộc phát rủi ro tín dụng nên các nhà đầu 
tư mua cổ phiếu ngân hàng lúc này có nguy cơ 
thua lỗ lớn khi thông tin rủi ro tín dụng được công 
bố ra đại chúng. Bên cạnh đó, tỉ lệ chi phí so với 
thu nhập hoạt động cũng nên được xem xét đến vì 
kết quả nghiên cứu cho thấy Tỉ lệ chi phí so với 
thu nhập từ lãi vay thể hiện tính hiệu quả trong 
hoạt động kinh doanh của ngân hàng, nghiên cứu 
cho thấy tỉ lệ này cao cũng sẽ làm rủi ro tín dụng 
tăng cao, đó là vấn đề nhà đầu tư ngắn hạn nên lưu 
tâm khi xem xét đầu tư . 
Ngoài ra, nghiên cứu còn có nhiều ý nghĩa 
quan trọng trong lĩnh vực ngân hàng. Thứ nhất, về 
mặt lí thuyết rủi ro tín dụng được xem là rủi ro của 
hầu hết các ngân hàng hiện nay, đặc biệt là hệ 
thống các ngân hàng thương mại. Kết quả đã tìm 
ra và định lượng 3 yếu tố đặc điểm ngân hàng bao 
gồm tăng trưởng tín dụng, quy mô ngân hàng và 
tỉ lệ chi phí hoạt động so với thu nhập hoạt động 
có ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng. Cả ba yếu tố này 
giúp các nhà quản lí ngân hàng nhận diện và đánh 
giá các tác động của chúng đến rủi ro tín dụng để 
có các quyết sách kịp thời. Thứ hai, nghiên cứu 
cung cấp thêm bằng chứng khoa học về rủi ro tín 
dụng sử dụng dữ liệu Việt Nam. Ngoài ra, tác giả 
còn đề xuất hướng nghiên cứu khác là đưa các 
biến vĩ mô, biến phân loại các khoản vay  để 
nghiên cứu rõ hơn hiện trạng rủi ro tín dụng tại 
các ngân hàng thương mại Việt Nam 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Berger, A., & De Yuong, R. (1997). Problem loans and cost efficiency in commercial banks. Journal 
of banking and Finance, 21, 849-870 
[2]. Berger, A., & De Yuong, R. (1997). Problem loans and Cost efficiency in commercial banks. Journal 
of banking and finance, 21, 849-870. 
[3]. Bhat, V., (1996). Banks and Income Smoothing: An empirical analysic. Journal of Financial 
Economics, 6, 505-510. 
[4]. Cavallo, M., & Majnoni G. (2001). Do banks provision for bad loans in good time? Empirical 
evidence and Policy implications (working paper, N0. 2619). World Bank. 
[5]. Cebenoyan, A., Cooperman, E & Register, C. (1999). Ownership structure charter value and risk 
taking depositors institutions. Journal of Financial Management, 28, 43-60. 
[6]. Chen, C., Steiner, T., & Whyte, A. (1998). Risk taking behavior of thrifts and management ownership 
in depositors institutions. Journal of finance 20, 1-16. 
[7]. Dell’Ariccia, G., & Marquez, R. (2006). Lending booms and Lending standards. Journal of Finance, 
61, 2511-2546. 
[8]. Dell’Ariccia, G., Igan, D., & Laeven, L. (2009). Credit booms and lending standards: evidence from 
the subprime mortgage market. European Banking Center Discussion Paper. 
[9]. Đỗ Vinh Hân (2007), Quản trị rủi ro tín dụng tại Ngân hàng Nông nghiệp 
và phát triển nông thôn tỉnh Kon Tum. Luận văn thạc sỹ Quản trị kinh 
doanh, Đại học Đà Nẵng. 
[10]. Fonseca, A.r., & Gonzalez, F. (2008). Cross-country determinants of bank income smoothing by 
managing loan loss provisions. Journal of Finance and Banking, 32, 217-228. 
[11]. Foos, D., Norden, L., & Weber, M. (2010). Loan growth and riskiness of banks. Journal of Banking 
and Finance, 34, 217-228. 
[12]. Foos, D., Norden, L., & Weber, M. (2010). Loan growth and riskiness of banks. Journal of Banking 
and Finance, 34, 217-228. 
[13]. Fudenberg, D., & Tirole, J. (1995). A theory of income and dividend smoothing based on 
incumbency rents. Journal of Political Economy, University of Chicago Press, 103, 75-93. 
[14]. GreenawaltM., & Sinkey, J.J. (1998). Bank loan loss provisions and the income smoothing 
hypothesis: An empirical analysis 1976-1984. Journal of Financial Service Research, 1, 301-318. 
[15]. Hasan, I., & Wall, L. (2004). Determinants of loan loss allowance: Same cross-country comparison. 
The financial review, 39, 129-152. 
[16]. Heffernan Shelagh. (2008). Modern Banking, City University, London. 
[17]. Hess, K., Grimes, A., & Holmes, M. J. (2009). Credit losses in Australian banking. Economic 
Record, 85, 331-343. 
[18]. Jorion, P. (2009). Financial risk manager handbook. Introduction to credit risk. Wiley Finance. 
Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 15 (2020) 
83 
[19]. Kanagaretnam, K., Mathieu, R., and Thevaranjan, A. (2003). An economic analysis of the use of 
student evaluation: Implications for Universities. Managerial and Decision Economics, 24, 1-13. 
[20]. Karen A. Horcher. (2008). Essentials of Financial Risk Management. 
[21]. Keeton, W. R. (1999). Does faster loan growth lead to higher loan losses?. Federal Reserve Bank of 
Kansas City Economic Review 1999, 53-78 
[22]. Lê Khương Ninh, Lâm Thị Bích Ngọc. (2012). Rủi ro tín dụng trong cho vay doanh nghiệp nhỏ và 
vừa tại các chi nhánh ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam ở Đồng bằng sông Cửu Long. Công nghệ 
ngân hàng, số 75, trang 03- 11. 
[23]. Megginson, W. (2005). The economics of bank privatization. Journal of Banking Finance, 29, 1931-
1980. 
[24]. Nguyễn Hiệp. (2010). Quản trị RRTD tại Agribank tỉnh Quảng Ngãi, Luận 
văn thạc sỹ Quản trị kinh doanh, Đại học Đà Nẵng. 
[25]. Nguyễn Thị Ngọc Diệp & Nguyễn Minh Kiều (2015), Ảnh hưởng của các nhân tố đặc điểm đến rủi 
ro tín dụng Ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26 (3), 49-63 
[26]. Peter Rose. (2001). Quản trị Ngân hàng Thương mại (Commercial Management), NXB Tài chính. 
[27]. Saunders, A., Strock, E., & Travlos, N. (1990). Ownership structure deregulation, and bank risk 
taking. Journal of Finance, 45, 643-654. 
Thông tin tác giả: 
 Vương Quốc Duy 
- - Đơn vị công tác: Khoa Kinh tế, Trường Đại học Cần Thơ 
- Địa chỉ email: vqduy@ctu.edu.vn 
Ngày nhận bài: 08/12/2020 
Ngày nhận bản sửa: 25/12/2020 
Ngày duyệt đăng: 30/12/2020