intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank

Chia sẻ: Nguyễn Kim Tuyền Hoa | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST
Báo xấu
42
lượt xem 4
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết sử dụng phương pháp phân tích hồi quy OLS (ước lượng bình phương nhỏ nhất) với dữ liệu được phân tích bằng phần mềm Eviews 5 để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi tại ngân hàng thương mại Cổ phần Xăng Dầu Petrolimex (PG Bank).

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank

  1. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank Nguyễn Hoài Nam Nguyễn Thị Thanh Hương Khoa Quản trị Kinh doanh, Học viện Ngân hàng Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex Tóm tắt: Đối với các ngân hàng thương mại (NHTM), việc xác định rõ được mức độ ảnh hưởng của các nhân tố tác động đến khả năng sinh lợi của ngân hàng là vấn đề hết sức quan trọng. Trong bài báo này, nhóm tác giả đã xác định các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của NHTM bao gồm quy mô tổng tài sản, quy mô vốn chủ sở hữu, quy mô tiền gửi, dư nợ cho vay và hiệu quả quản trị chi phí. Nhóm tác giả sử dụng phương pháp phân tích hồi quy OLS (ước lượng bình phương nhỏ nhất) với dữ liệu được phân tích bằng phần mềm Eviews 5 để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi tại NHTM Cổ phần Xăng Dầu Petrolimex (PG Bank). Kết quả nghiên cứu cho thấy ba nhân tố ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng sinh lợi của ngân hàng gồm: quy mô tổng tài sản, quy mô vốn chủ sở hữu, quy mô tiền gửi. Hai nhân tố ảnh hưởng cùng chiều đến Internal factors affecting the profitability of commercial banks- Case study at PG Bank Abstract: For commercial banks, determining the influence of factors affecting the profitability of the bank is of very importance. In this paper, the authors have identified the internal factors affecting the profitability of commercial banks including the size of total assets, equity size, deposit size, outstanding loans and performance of cost management. The authors used the OLS regression method (least square estimate) by Eviews 5 software to analyze the factors affecting profitability at Petrolimex Group Commercial Joint Stock Bank (PG Bank). The research results show that three factors negatively affect the profitability of a bank: the size of total assets, the size of equity, the size of deposits. Two factors that positively affect the profitability of a bank are outstanding loans and cost management efficiency. Based on the research results, a number of proposed solutions have contributed to improving the operational efficiency of Petrolimex Group Commercial Joint Stock Bank in particular and commercial banks in general. Keywords: Commercial banks; profitability, size of total assets, equity size, deposit scale, outstanding loans, cost management effectiveness Nam Hoai Nguyen. Email: namnh@hvnh.edu.vn Faculty of Business Administration, Banking Academy Huong Thi Thanh Nguyen. Email: mrshuongnguyenvn@gmail.com Petrolimex Commercial Joint Stock Bank Ngày nhận: 20/03/2020 Ngày nhận bản sửa: 13/04/2020 Ngày duyệt đăng: 17/04/2020 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 223- Tháng 12. 2020 60 ISSN 1859 - 011X
  2. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG khả năng sinh lợi của ngân hàng là dư nợ cho vay và hiệu quả quản trị chi phí. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được đề xuất góp phần nâng cao khả năng sinh lợi của PG Bank nói riêng và các NHTM nói chung. Từ khóa: ngân hàng thương mại, khả năng sinh lợi, quy mô tổng tài sản, quy mô vốn chủ sở hữu, quy mô tiền gửi, dư nợ cho vay, hiệu quả quản trị chi phí 1. Giới thiệu của các nhân tố này đến khả năng sinh lợi tại PG Bank. Từ đó có những gợi ý để PG Trong thời gian qua, hoạt động của một Bank nói riêng và các NHTM nói chung có số NHTM bị ảnh hưởng do việc sáp nhập, thể phát huy những nhân tố tích cực giúp trong đó có PG Bank. Theo đó, lợi nhuận nâng cao khả năng sinh lợi và hiệu quả hoạt của các NHTM này có xu hướng giảm sút, động kinh doanh. số lượng khách hàng chuyển sang NHTM khác tăng lên, nhân sự xáo trộn, số lượng 2. Tổng quan nghiên cứu nhân sự nghỉ việc tăng đột biến… khiến các hoạt động kinh doanh, hoạt động quản Đối với mỗi một tổ chức nói chung hay một trị vận hành cũng như lợi nhuận và danh ngân hàng nói riêng, ngoài các yếu tố khách tiếng của ngân hàng bị ảnh hưởng. quan tác động đến tổ chức hay ngân hàng thì còn có các yếu tố nội tại (yếu tố bên Trong bối cảnh đó, việc đánh giá để nhận trong của tổ chức/ngân hàng) tác động trực định các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp đến hoạt động và kết quả hoạt động của sinh lợi của NHTM là hết sức cần thiết. tổ chức hay ngân hàng đó. Các yếu tố nội Tuy nhiên, trong đánh giá các nhân tố này tại chủ yếu bao gồm: tại nhiều NHTM vẫn mang tính chất định tính. Việc thực hiện một phương pháp định - Quy mô tài sản của ngân hàng lượng để đảm bảo tính khách quan trong việc đánh giá các nhân tố là cần thiết. Quy mô tài sản của ngân hàng là kết quả được hình thành từ các nguồn vốn mà ngân Các yếu tố nội tại là những yếu tố bên trong hàng sử dụng trong quá trình hoạt động. Một ngân hàng mà nhà quản trị ngân hàng có danh mục tài sản tốt là một danh mục đảm thể kiểm soát, điều chỉnh được. Việc tìm bảo tốt nhất nhu cầu thanh khoản, tối thiểu hiểu và phân tích các yếu tố nội tại nhằm hóa rủi ro và tối đa hóa lợi nhuận. Nhiều giúp cho ngân hàng xác định được những nghiên cứu đã chỉ ra mối tương quan giữa điểm mạnh để khai thác và phát huy, đồng quy mô tài sản của ngân hàng với khả năng thời cũng xác định được những điểm yếu sinh lợi. Nghiên cứu của Mohamed Khaled để khắc phục. Với mong muốn có những Al-Jafari and Mohammad Alchami (2014) đánh giá khách quan và khoa học, các tác đã tìm thấy một mối quan hệ tích cực giữa giả đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận và quy mô ngân hàng. Các tác giả khả năng sinh lợi của các NHTM, sử dụng đã kết luận rằng tăng quy mô ngân hàng sẽ nghiên cứu định lượng để đánh giá tác động dẫn đến tăng ROA đáng kể, quy mô tài sản Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 61
  3. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank càng tăng thì mức sinh lời càng tăng. Trái các nguồn khác, từ đó ảnh hưởng một cách lại, các tác giả Naceur, B. Samy (2003), tích cực đến KNSL của NHTM. Pasiouras, F. và Kosmidou, K. (2007), Ben Naceur,S. và Goaied, M. (2008), Sufian, Tuy nhiên, nghiên cứu của Saona (2011) F. và Habibullah, M.S (2009) chỉ ra rằng nghiên cứu các yếu tố quyết định đến quy mô ngân hàng có tác động tiêu cực đến lợi nhuận của các ngân hàng Mỹ, Qin và lợi nhuận của ngân hàng. Nghiên cứu của Pastory (2012) nghiên cứu tại một số ngân các tác giả Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn hàng tại Tanzania đã chỉ ra mối quan hệ Thị Cành (2015) chưa tìm ra tác động của tiêu cực giữa quy mô VCSH và KNSL. quy mô tổng tài sản đến khả năng sinh lợi Ngoài ra Dietrich và Wanzenried (2011) (KNSL) của NHTM. nghiên cứu yếu tố tác động đến lợi nhuận của các ngân hàng tại Thụy Sĩ trước và sau - Quy mô vốn chủ sở hữu khủng hoảng đã chỉ ra: tỷ lệ VCSH không tác động đến lợi nhuận ngân hàng trước Quy mô vốn chủ sở hữu (VCSH) được đo cuộc khủng hoảng ở Thụy Sĩ, song lại tác lường bằng tỷ số VCSH/tổng tài sản. Đây động tiêu cực lên KNSL được đo bằng chỉ là một trong những bộ chỉ số được Quỹ tiền số ROA trong suốt cuộc khủng hoảng tài tệ thế giới (IMF) khuyến khích sử dụng chính năm 2007-2009. để đánh giá mức độ lành mạnh tài chính của NHTM. Tại Việt Nam, quy mô VCSH - Quy mô tiền gửi cũng là một trong những điều kiện để các NHTM đáp ứng tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu Đối với các NHTM, tiền gửi là nguồn huy theo quy định của Ngân hàng Nhà nước động đầu vào quan trọng nhất để tiến hành Việt Nam (NHNN) hoặc để mở rộng mạng các hoạt động kinh doanh. Quy mô tiền lưới hoạt động theo quy định của pháp luật. gửi càng lớn thì khả năng sử dụng vốn của ngân hàng càng tăng, ngân hàng càng có Nhiều các nghiên cứu đã tìm ra mối tương nhiều vốn để cho vay góp phần mang lại lợi quan cùng chiều giữa tỷ lệ VCSH với nhuận cho ngân hàng. Tuy nhiên, hai vấn KNSL của NHTM. Bourke (1989) nghiên đề quan trọng mà các ngân hàng cần quan cứu các yếu tố tác động đến lợi nhuận của tâm đến đối với mỗi nguồn vốn huy động các ngân hàng tại Châu Âu, Bắc Mỹ và được chính là chi phí để có được nguồn vốn Úc; Molyneux & Thornton (1992) nghiên đó và rủi ro của từng nguồn vốn. Hoạt động cứu các yếu tố tác động đến lợi nhuận huy động vốn cần phải có một chính sách của các ngân hàng Châu Âu; Saunders và lãi suất hợp lý để có thể vừa thu hút được Schumacher (2000) nghiên cứu các yếu lượng tiền gửi từ khách hàng vừa đảm bảo tố tác động đến lãi suất cận biên của ngân KNSL cho ngân hàng. hàng; Brock và Suarez (2000) nghiên cứu trên các ngân hàng ở khu vực Mỹ La tinh; Các nghiên cứu về quy mô tiền gửi ảnh Maudos và Guevara (2004) nghiên cứu các hưởng đến KNSL của NHTM: Nghiên cứu yếu tố tác động ở các ngân hàng thuộc liên của Sehrish Gul- Faiza Irshad- Khalid Zaman minh Châu Âu. Lý giải mối tương quan (2011) chỉ ra rằng quy mô tiền gửi có sự tác dương giữa VCSH và KNSL, các tác giả động tích cực và đáng kể đến lợi nhuận của cho rằng các ngân hàng có mức vốn cao có ngân hàng. Ngược lại, Bashir và Hassan thể làm giảm chi phí đi vay, huy động từ (2004) nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ tỷ 62 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  4. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG lệ nghịch giữa quy mô tiền gửi với lợi nhuận. Chi phí trả lãi, chi phí ngoài lãi.Trong các Nghiên cứu của Phạm Công Doanh (2014) nghiên cứu định lượng, hiệu quả quản trị cũng chỉ ra rằng quy mô tiền gửi khách hàng chi phí thường được đo lường thông qua tỷ càng cao thì ROA của NHTM Việt Nam số: Chi phí hoạt động/tổng tài sản hoặc chi càng tăng, trong khi ROE không bị tác động phí hoạt động/thu nhập. Nhiều nghiên cứu bởi quy mô tiền gửi. đã tìm thấy ảnh hưởng tích cực rõ ràng của biến hiệu quả quản trị chi phí lên KNSL - Quy mô dư nợ của ngân hàng. Chẳng hạn các nghiên cứu của Pasiouras và Kosmidou (2007), Alexio Quy mô dư nợ được tính bằng tỷ lệ dư nợ cho và Sofoklis (2009), Trujilo- Ponce (2012) vay chia cho tổng tài sản. Đây là một trong cho thấy NHTM quản trị chi phí càng hiệu những chỉ tiêu quan trọng để phân tích khả quả, tức các tỷ số trên càng giảm thì sẽ có năng sinh lợi của các NHTM, chỉ tiêu này KNSL càng cao. Tuy nhiên, một số tác phản ánh rủi ro thanh khoản trong hoạt động giả khác lại có kết quả nghiên cứu ngược ngân hàng, tỷ lệ này cao chứng tỏ ngân hàng lại như Athanasoglou và cộng sự (2008); có tính thanh khoản thấp và ngược lại. Goddard và cộng sự (2009) lại bảo vệ lý thuyết tiền lương hiệu quả, cho rằng năng Nghiên cứu của Gul và cộng sự (2011), suất lao động theo mức tăng của tiền lương, Sufian (2011) đã tìm thấy mối quan hệ tích các tác giả trên tìm thấy mối quan hệ tiêu cực giữa quy mô dư nợ và KNSL của ngân cực giữa hiệu quả quản trị chi phí và KNSL hàng. Tuy nhiên nghiên cứu của Bourke của ngân hàng. (1989) lại cho thấy mối tương quan thuận đáng kể giữa khả năng thanh khoản của Ngoài các công trình nghiên cứu của các tác ngân hàng và KNSL, nguyên nhân là do giả nước ngoài, một số công trình nghiên trong thời gian không ổn định, ngân hàng cứu trong nước cũng đã nghiên cứu về các có thể lựa chọn để tăng tài sản lưu động nhân tố ảnh hưởng đến KNSL của NHTM. nắm giữ, giảm quy mô dư nợ nhằm giảm thiểu rủi ro. Trong một số nghiên cứu khác, Trong nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị quy mô dư nợ lại được sử dụng để đại diện Thu Hiền (2017), tác giả đã sử dụng số liệu cho mức độ rủi ro tín dụng khi dữ liệu của 22 NHTM cổ phần tại Việt Nam để xác không cho phép tính toán tỷ lệ dự phòng rủi định các yếu tố nội tại ảnh hưởng đến các ro trong tổng dư nợ (De Guevara, J.F. và chỉ tiêu ROA, ROE của các NHTM. Kết Maudos, J., 2004). Nghiên cứu của Miller quả nghiên cứu đã kết luận các yếu tố ảnh và Noulas (1997), Alper và Anbar (2011) hưởng cùng chiều với KNSL của ngân hàng đã tìm thấy mối quan hệ tiêu cực giữa quy bao gồm: tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng/ mô dư nợ và KNSL của ngân hàng. Các tác Cho vay, tỷ lệ cho vay/Tổng tài sản, thu giả lý giải một ngân hàng có quy mô dư nợ nhập phi lãi/Tài sản và chi phí trả lãi/Nợ cao sẽ làm gia tăng các khoản nợ xấu và do phải trả. Các yếu tố có ảnh hưởng ngược đó làm giảm lợi nhuận biên. chiều đến KNSL của ngân hàng bao gồm: Chi phí hoạt động/Thu nhập, nợ xấu, và - Hiệu quả quản trị chi phí quy mô hội đồng thành viên. Trong nghiên cứu cũng chỉ ra các yếu tố: quy mô, quản Các loại chi phí chủ yếu phát sinh trong quá trị rủi ro thanh khoản, cấu trúc nguồn vốn, trình hoạt động của một NHTM bao gồm: kiểm soát chi phí của ngân hàng không ảnh Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 63
  5. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank hưởng đến KNSL của NHTM. các NHTM nói chung và chủ yếu đề cập đến KNSL qua ROA, ROE. Hầu như rất ít đề Tác giả Phạm Công Doanh (2014), trên cơ tài nghiên cứu tại một NHTM cụ thể, đồng sở số liệu của 15 NH TMCP tại Việt Nam thời chưa có đề tài nào nghiên cứu thực trong 9 năm từ năm 2005 đến năm 2013, nghiệm tại đối tượng cụ thể là tại PG Bank, đã đề xuất 2 chỉ tiêu phản ánh mức sinh một ngân hàng đang trong tình trạng chờ sáp lời của NHTM là ROA, ROE. Các yếu tố nhập. Do đó, nghiên cứu đi tìm bằng chứng ảnh hưởng đến KNSL bao gồm: yếu tố nội thực nghiệm tại PG Bank góp phần làm rõ tại (tổng tiền gửi, dư nợ cho vay, tổng tài ảnh hưởng của các tố nội tại tới một ngân sản, vốn chủ sở hữu, dự phòng rủi ro tín hàng cụ thể, đặc biệt là một NHTM đang dụng, tài sản thanh khoản, tỷ lệ thu nhập trong bối cảnh chờ sáp nhập. lãi cận biên hay tỷ suất thu nhập lãi thuần (NIM), tỷ lệ thu nhập chi phí lãi cận biên 3. Phương pháp và mô hình nghiên cứu (NII)), yếu tố kinh tế vĩ mô (lạm phát, tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất thực). Kết quả 3.1. Phương pháp nghiên cứu cho thấy: không có mối tương quan giữa lãi suất thực, tỷ lệ lạm phát đến ROA, ROE Để thực hiện phân tích ảnh hưởng của các của các NHTM, có sự tác động cùng chiều nhân tố nội tại, các tác giả sử dụng phương giữa tăng trưởng GDP và tăng trưởng ROE pháp nghiên cứu định lượng, cụ thể là của các NHTM. Tất cả các yếu tố nội tại phương pháp hồi quy OLS (ước lượng đều có sự tương quan đến ROA và ROE bình phương nhỏ nhất), dữ liệu được phân của NHTM. tích bằng phần mềm Eviews 5. Nguồn số liệu thu thập thuộc dạng dữ liệu chuỗi thời Tác giả Hồ Thị Hồng Minh, Nguyễn Thị gian do nhóm tác giả tính toán và tổng hợp Cành (2015) dùng phương pháp ước lượng từ các báo cáo tài chính, báo cáo thường hồi quy với các biến độc lập là ROA, ROE niên, báo cáo nội bộ của Ngân hàng TMCP đánh giá KNSL của 22 NHTM Việt Nam Xăng Dầu Petrolimex từ năm 2010 đến trong 7 năm từ năm 2007 đến năm 2013. năm 2018 được công bố trên trang web của Kết quả cho thấy KNSL của NHTM tỷ lệ Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex. thuận với tỷ lệ dư nợ cho vay/tổng tài sản, tỷ lệ tiền gửi khách hàng/tổng nợ phải trả, 3.2. Mô hình nghiên cứu hiệu quả hoạt động. Đồng thời, KNSL tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ xấu/tổng dư nợ, tỷ lệ Mô hình nghiên cứu được xác lập dựa trên vốn chủ sở hữu/tổng tài sản, tỷ lệ chi phí nghiên cứu trước của Sehrish Gul- Faiza hoạt động/thu nhập hoạt động. Không tìm Irshad- Khalid Zaman (2011) với các nhân ra mối liên hệ giữa quy mô tổng tài sản và tố nội tại và nhân tố đánh giá KNSL được tăng trưởng kinh tế tác động đến KNSL. lựa chọn phù hợp, có thể tính toán và đo Tuy nhiên nghiên cứu lại cho thấy lạm phát lường dễ dàng. Theo đó, KNSL của ngân có sự tác động đến KNSL trong phương hàng được đo bằng các biến phụ thuộc là trình ROA. ROA, ROE, NIM. Các biến độc lập (nhân tố nội tại) tác động đến KNSL gồm 5 nhân Qua các công trình nghiên cứu tại Việt tố được mô tả tại Bảng 1. Nam, cho thấy các đề tài nghiên cứu trước đây đều lấy đối tượng nghiên cứu là nhóm Mô hình nghiên cứu được kiểm định là: 64 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  6. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG Bảng 1. Các biến trong mô hình nghiên cứu Kỳ vọng quan hệ với biến phụ Biến độc lập Công thức tính thuộc X1: Quy mô tổng tài sản Logarit tự nhiên của tổng tài sản + X2: Quy mô VCSH VCSH/Tổng tài sản bình quân + X3: Quy mô tiền gửi khách hàng Tiền gửi khách hàng/Tổng tài sản bình quân + X4: Quy mô dư nợ cho vay Dư nợ cho vay/Tổng tài sản bình quân + X5: Hiệu quả quản trị chi phí Chi phí hoạt động/Tổng tài sản bình quân - Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất ROA = c + α1X1 + α2X2 + α3X3 + α4X4 + rộng quy mô thì KNSL càng giảm. Kỳ vọng α5X5 + e quy mô tổng tài sản ảnh hưởng cùng chiều đến KNSL của PG Bank (+). ROE = c + α1X1 + α2X2 + α3X3 + α4X4 + α5X5 + e Giả thuyết 2: Quy mô VCSH ảnh hưởng cùng chiều đến khả năng sinh lợi của NIM = c + α1X1 + α2X2 + α3X3 + α4X4 + ngân hàng (+) α5X5 + e Biến X2- Quy mô VCSH: X2 là biến được Trong đó: c là Hệ số tự do; e: Sai số; Xi sử dụng đại diện cho quy mô VCSH của (i=1,2,3,45) là những biến độc lập được ngân hàng. Biến X2 được đo bằng VCSH/ diễn giải cụ thể tại Bảng 1. Tổng tài sản bình quân. Tỷ số này thể hiện sự an toàn, lành mạnh về tài chính của ngân 3.3. Giả thuyết nghiên cứu hàng. Tỷ số này thấp chứng tỏ ngân hàng sử dụng đòn bẩy tài chính cao, rủi ro cao. Năm giả thuyết nghiên cứu được đặt ra để Chỉ số này cao có thể làm giảm lợi nhuận kiểm định trong mô hình bao gồm: của ngân hàng nếu sử dụng nguồn vốn vay với chi phí cao. Kỳ vọng quy mô VCSH Giả thuyết 1: Quy mô tổng tài sản ảnh ảnh hưởng cùng chiều đến KNSL của ngân hưởng cùng chiều đến khả năng sinh lợi hàng. của ngân hàng (+) Giả thuyết 3: Quy mô tiền gửi khách hàng Biến X1- Quy mô tổng tài sản: X1 là biến ảnh hưởng cùng chiều đến khả năng sinh được sử dụng đại diện cho quy mô ngân lợi của ngân hàng hàng. Quy mô tổng tài sản được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. Nếu X1 có Biến X3- Quy mô tiền gửi khách hàng: mối quan hệ tương quan dương (+) so với X3 được sử dụng để làm đại diện cho quy lợi nhuận của ngân hàng chứng tỏ ngân hàng mô tiền gửi. Biến X3 được đo bằng số dư càng mở rộng quy mô thì KNSL của ngân tiền gửi khách hàng chia cho tổng tài sản hàng càng tăng, ngược lại nếu X1 có mối bình quân. Kỳ vọng tác động dương đến quan hệ tương quan âm (-) với lợi nhuận KNSL lời do: Tỷ số này càng lớn chứng ngân hàng chứng tỏ ngân hàng càng mở tỏ ngân hàng huy động được càng nhiều Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 65
  7. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank và từ nguồn huy động này ngân hàng có Biến X5- Hiệu quả quản trị chi phí: X5 thể cho vay hoặc đầu tư vào các HĐKD để được đo bằng tỷ số chi phí hoạt động chia đem lại lợi nhuận từ sự chênh lệch giữa chi cho tổng tài sản bình quân. Chỉ số này càng phí đầu vào thấp và thu nhập cao hơn từ cao chứng tỏ chi phí ngân hàng bỏ ra càng hoạt động cho vay, đầu tư. Ngược lại, tác cao và có thể làm giảm lợi nhuận của ngân động âm (-) đến KNSL nếu tỷ số X3 thấp hàng. Kỳ vọng hiệu quả quản trị chi phí ảnh do ngân hàng không huy động được nguồn hưởng ngược chiều đến KNSL của ngân vốn giá rẻ từ khách hàng, phải huy động từ hàng. các nguồn khác như vay trên thị trường liên ngân hàng, phát hành giấy tờ có giá với chi 4. Kết quả nghiên cứu phí cao hơn khiến lợi nhuận của ngân hàng bị giảm đi. Kỳ vọng quy mô tiền gửi khách 4.1. Thống kê mô tả các biến hàng ảnh hưởng cùng chiều đến KNSL của ngân hàng. Kết quả chạy dữ liệu thống kê mô tả các biến trên phần mềm Eviews 5, thể hiện tại Giả thuyết 4: Quy mô dư nợ cho vay ảnh Bảng 2. hưởng cùng chiều đến khả năng sinh lợi của ngân hàng Biến ROA theo quý có giá trị trung bình là 0,0021 có ý nghĩa là mỗi đồng tài sản Biến X4- Quy mô dư nợ cho vay: X4 được đầu tư trung bình mỗi quý thu được 0,0021 sử dụng làm đại diện cho quy mô dư nợ cho đồng lợi nhuận, giá trị nhỏ nhất của ROA là vay. Biến X4 được xác định bằng dư nợ cho -0,0023 (tại Quý IV năm 2012), giá trị lớn vay khách hàng chia cho tổng tài sản bình nhất của ROA là 0,0085 (tại Quý II năm quân. Nếu X4 có mối quan hệ tương quan 2011). Số liệu thống kê độ lệch chuẩn là dương đến lợi nhuận ngân hàng chứng tỏ 0,0026 cho thấy sự thay đổi ROA là không quy mô dư nợ cho vay càng tăng thì KNSL lớn. của ngân hàng càng tăng. Kỳ vọng quy mô dư nợ cho vay ảnh hưởng cùng chiều đến Biến ROE theo quý có giá trị trung bình là KNSL của ngân hàng (+). 0,0171 có ý nghĩa là mỗi đồng VCSH tạo ra trung bình 0,0171 đồng lợi nhuận mỗi quý. Giả thuyết 5: Hiệu quả quản trị chi phí Giá trị nhỏ nhất của ROE là -0,0136 (cũng ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng tại Quý IV năm 2012), giá trị lớn nhất của sinh lợi của ngân hàng ROE là 0,0873 (tại Quý I năm 2011). Số liệu thống kê độ lệch chuẩn là 0,0218 cho thấy Bảng 2. Thống kê mô tả các biến Tên biến ROA ROE NIM X1 X2 X3 X4 X5 Giá trị trung bình 0,0021 0,0171 0,0099 9,9860 0,1379 0,6954 0,6725 0,0056 Giá trị nhỏ nhất -0,0023 -0,0136 0,0009 9,4259 0,0955 0,5867 0,5507 0,0041 Giá trị lớn nhất 0,0085 0,0873 0,0208 10,3056 0,1796 0,8454 0,8047 0,0089 Độ lệch chuẩn 0,0026 0,0218 0,0043 0,2168 0,0165 0,0686 0,0628 0,0013 Nguồn: Nhóm tác giả tính toán dựa trên số liệu đã được công bố trên website của Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex trên phần mềm Eviews 5 66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  8. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG sự thay đổi ROE tuy không lớn nhưng cao nợ dao động không lớn. hơn rất nhiều so với ROA. Biến X5- Hiệu quả quản trị chi phí có giá Biến NIM có giá trị trung bình là 0,0099, trị trung bình là 0,0056, giá trị nhỏ nhất có ý nghĩa là mỗi đồng tài sản có trung bình 0,0041 tại Quý IV năm 2015, giá trị lớn tạo ra được 0,0099 đồng thu nhập thuần mỗi nhất 0,0089 tại Quý II năm 2016. Độ lệch quý. Giá trị nhỏ nhất của NIM là 0,0009 chuẩn 0,0013 cho thấy sự dao động chi phí (tại Quý IV năm 2015), giá trị cao nhất của hoạt động là rất thấp trong từ năm 2010 đến NIM là 0,0208 (tại Quý IV năm 2011). Số năm 2018. liệu thống kê độ lệch chuẩn là 0,0043 cho thấy sự thay đổi NIM là tương đối nhỏ. 4.2. Phân tích tương quan giữa các biến Biến X1- Quy mô tài sản có giá trị trung Biến phụ thuộc ROA: Hệ số tương quan âm bình là 9,9860, giá trị nhỏ nhất là 9,4259 tại giữa ROA và các biến độc lập X1- Quy mô thời điểm Quý I năm 2010, giá trị lớn nhất tổng tài sản (-0,5775); X2- Quy mô VCSH là 10,3056 rơi vào thời điểm Quý IV năm (-0,2513); X3- Quy mô tiền gửi khách hàng 2018. Độ lệch chuẩn là 0,2168, mức thay (-0,2353); X4- Quy mô dư nợ (-0,0247) đổi lớn nhất trong các biến nghiên cứu và cho thấy mối quan nghịch giữa ROA và các là tỷ lệ dao động khá cao. biến này. Điều này có ý nghĩa, khi quy mô tổng TS, quy mô VCSH, quy mô tiền gửi Biến X2- Quy mô VCSH có giá trị trung khách hàng, quy mô dư nợ tăng quá lớn sẽ bình là 0,1379, giá trị nhỏ nhất của X2 là làm ROA giảm. Hệ số tương quan dương 0,0955 rơi vào thời điểm Quý I năm 2010, giữa ROA và X5- hiệu quả quản trị chi phí giá trị lớn nhất của biến X2 là 0,1796 rơi (0,3115) cho thấy mối quan hệ cùng chiều vào thời điểm Quý IV năm 2012. Độ lệch giữa ROA và X5, nếu hiệu quả quản trị chi chuẩn 0,0165 cho thấy quy mô VCSH dao phí tăng thì ROA tăng theo. động khá thấp. Biến phụ thuộc ROE: ROE có hệ số tương Biến X3- Quy mô tiền gửi khách hàng có quan dương với các biến X4 (0,0177) và giá trị trung bình là 0,6954, chiếm tỷ lệ khá X5 (0,2770) cho thấy nếu quy mô dư nợ và lớn trong tổng tài sản nợ. Quy mô tiền gửi hiệu quả quản trị chi phí tăng thì lợi nhuận khách hàng có giá trị thấp nhất là 0,5867 của ngân hàng tăng theo (ROE tăng). ROE rơi vào thời điểm Quý I năm 2014, giá trị có hệ số tương quan âm với các biến X1 lớn nhất là 0,8454 tại Quý IV năm 2017. (-0,6561), X2 (-0,3854), X3 (-0,1448) cho Độ lệch chuẩn 0,0686 cho thấy sự dao động thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa ROE không lớn. và các biến này, nếu quy mô tài sản, quy mô VCSH, quy mô tiền gửi khách hàng tại Biến X4- Quy mô dư nợ cho vay có giá trị ngân hàng tăng quá lớn sẽ làm ROE giảm. trung bình là 0,6725, chiếm tỷ lệ lớn trong tổng tài sản có. Quy mô dư nợ cho vay có Biến phụ thuộc NIM: NIM có hệ số tương giá trị thấp nhất là 0,5507 rơi vào thời điểm quan dương với các biến X2 (0,0987), X4 Quý I năm 2015, giá trị lớn nhất đạt 0,8047 (0,1663), X5 (0,6310) cho thấy mối quan hệ rơi vào thời điểm Quý IV năm 2010. Độ thuận chiều với các biến. Quy mô VCSH, lệch chuẩn là 0,0628 cho thấy quy mô dư quy mô dư nợ và hiệu quả quản trị chi phí Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67
  9. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank Bảng 3. Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu   ROA ROE NIM X1 X2 X3 X4 X5 ROA 1,0000               ROE 0,9671 1,0000             NIM 0,6956 0,6372 1,0000           X1 -0,5775 -0,6561 -0,6256 1,0000         X2 -0,2513 -0,3854 0,0987 0,036 1,0000       X3 -0,2353 -0,1448 -0,3069 0,27 -0,43 1,0000     X4 -0,0247 0,0177 0,1663 0,0059 -0,0918 0,6666 1,0000   X5 0,3115 0,277 0,631 -0,5453 0,4109 -0,463 0,0163 1,0000 Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán dựa trên số liệu đã được công bố trên website của Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex tăng sẽ làm tăng NIM của ngân hàng. Biến còn phụ thuộc vào các biến ngoài mô hình NIM có hệ số tương quan âm với các biến và sai số ngẫu nhiên. X1 (-0,6256) và X3 (-0,3069) thể hiện khi quy mô tài sản và quy mô tiền gửi khách + Kiểm định xem có bỏ sót biến quan trọng hàng tại ngân hàng tăng quá lớn sẽ làm nào của mô hình hồi quy hay không, dùng giảm lợi nhuận tại ngân hàng (NIM giảm). kiểm định Ramsey RESET Test cho kết quả P_value đều > 0,05 chứng tỏ mô hình 4.3. Phân tích hồi quy không sót biến độc lập quan trọng. Phân tích mô hình hồi quy với các biến + Kiểm định mô hình có phương sai sai phụ thuộc ROA, ROE, NIM cho kết quả tại số thay đổi hay không, sử dụng kiểm định Bảng 4. White cho kết quả đều là P_value > 0,05 chứng tỏ mô hình không có hiện tượng 4.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình phương sai sai số thay đổi. hồi quy với các biến ROA, ROE, NIM + Kiểm định mô hình có hiện tượng tự + Với giá trị P_value (F-statistic) của các tương quan hay không, sử dụng kiểm định mô hình hồi quy đều < 1% chứng tỏ mức Breusch-Godfrey cho các kết quả P_value độ phù hợp của mẫu khảo sát đối với mô với biến ROA, ROE > 0,05 chứng tỏ mô hình hồi quy. hình không có hiện tượng tự tương quan. Riêng mô hình với biến phụ thuộc NIM Hệ số hiệu chỉnh R2 của mô hình hồi quy cho kết quả P_value= 0,032678 < 0,05, tuy với ROA là 36,96% có nghĩa 36,96 % sự nhiên chỉ số Durbin-Watson của mô hình là biến thiên của ROA được giải thích bởi 1,660567 (nằm trong khoảng 1 < Durbin- những thay đổi của các biến độc lập. Tương Watson stat
  10. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG Bảng 4. Kết quả mô hình hồi quy Mô hình hồi quy với biến Mô hình hồi quy với biến Mô hình hồi quy với biến phụ phụ thuộc ROA phụ thuộc ROE thuộc NIM Tên Hệ số hồi Tên Hệ số hồi Tên Hệ số hồi P_value P_value P_value biến quy biến quy biến quy C 0,066407 0,0039 C 0,660922 0,0001 C 0,075182 0,0169 X1 -0,005066 0,0216 X1 -0,052857 0,0012 X1 -0,006652 0,0304 X2 -0,06712 0,0182 X2 -0,669929 0,0014 X2 -0,041537 0,2789 X3 -0,016306 0,0989 X3 -0,104999 0,1324 X3 -0,027204 0,0515 X4 0,009284 0,3017 X4 0,067261 0,2916 X4 0,029871 0,0221 X5 0,116951 0,7846 X5 0,733515 0,8089 X5 1,017917 0,097                   R-squared 0,459703 R-squared 0,604364 R-squared 0,594935 Adjusted R-squared 0,369654 Adjusted R-squared 0,538425 Adjusted R-squared 0,527424 Durbin-Watson stat 1,616134 Durbin-Watson stat 1,656317 Durbin-Watson stat 1,492594 Prob(F-statistic) 0,001669 Prob(F-statistic) 0,000022 Prob(F-statistic) 0,000031 Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán dựa trên số liệu đã được công bố trên website của Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex cặp vượt quá 0,6 nên có thể bỏ qua hiện 0,669929*X2 tượng đa cộng tuyến không hoàn hảo. Mô hình có biến phụ thuộc NIM: + Kiểm định yếu tố ngẫu nhiên tuân theo quy luật chuẩn đều cho kết quả P_value NIM = 0,075182- 0,006652*X1- > 0,05 chứng tỏ sai số ngẫu nhiên của mô 0,027204*X3 + 0,029871*X4 + hình có phân phối chuẩn. 1,017917*X5 Sau khi kiểm định các khuyết tật của mô 5. Kết luận và khuyến nghị hình, có thể thấy mô hình kiểm định với các biến phụ thuộc ROA, ROE, NIM là phù Kết luận hợp, không có khuyết tật. Trái với kỳ vọng ban đầu, quy mô tổng tài sản, quy mô vốn chủ sở hữu và quy mô tiền 4.5. Kết quả hồi quy gửi khách hàng có mối tương quan ngược chiều với KNSL của ngân hàng (trong đó, Mô hình có biến phụ thuộc ROA: quy mô tổng tài sản có ý nghĩa tại cả ba mô hình hồi quy ROA, ROE, NIM. Quy mô ROA = 0,066407- 0,005066*X1- vốn chủ sở hữu chỉ có ý nghĩa tại mô hình 0,067120*X2- 0,016306*X3 hồi quy ROA, ROE. Quy mô tiền gửi khách hàng chỉ có ý nghĩa tại mô hình hồi quy Mô hình có biến phụ thuộc ROE: ROA, NIM). Hiệu quả quản trị chi phí lại có mối tương quan cùng chiều với KNSL của ROE = 0,660922- 0,052857*X1- ngân hàng và chỉ có ý nghĩa tại mô hình hồi Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69
  11. Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank quy NIM. Duy chỉ có quy mô dư nợ cho vay với số lượng nhân viên lên đến hàng chục đúng với kỳ vọng ban đầu là có mối tương nghìn người vì đây là nguồn khách hàng có quan cùng chiều với KNSL của ngân hàng thu nhập ổn định và có nhu cầu lớn với các và cũng chỉ có ý nghĩa tại mô hình hồi quy sản phẩm như cho vay tiêu dùng, cho vay NIM. tín chấp qua lương, phát hành thẻ visa,... Đồng thời, với lợi thế đang liên kết với Kết quả nghiên cứu mô hình hồi quy cho nhiều cửa hàng xăng dầu của Petrolimex, thấy để nâng cao KNSL, ngân hàng phải PG Bank nên tăng cường hơn nữa cung thực sự quan tâm đến 5 nhân tố đã được cấp các dịch vụ đa năng, tiện ích cho khách kiểm định. Trong đó hai nhân tố tác động hàng như ưu đãi thanh toán tiền xăng dầu, tích cực, tác động cùng chiều đến NIM của cung cấp dịch vụ giúp khách hàng quản lý PG Bank là Quy mô dư nợ cho vay và Hiệu chi tiêu tiền xăng dầu một cách linh hoạt và quả quản trị chi phí. Có thể thấy đây là hai hiệu quả. Bên cạnh đó, ngân hàng có thế nhân tố có ảnh hưởng quan trọng nhất đến đẩy mạnh cho vay đối với đối tượng là các gia tăng KNSL của PG bank, vì vậy cần doanh nghiệp vận tải, du lịch… có những giải pháp ưu tiên thực hiện trước. Theo các nghiên cứu của các tác giả trong Để nâng cao hiệu quả quản trị chi phí, PG nước và ngoài nước đã được nhóm tác giả Bank nên tăng cường nghiên cứu áp dụng giới thiệu ở tổng quan nghiên cứu thì có các quy trình quản trị hiện đại. Ngân hàng thể thấy đây là các nhân tố có khả năng nên thực hiện cơ chế chi trả lương, thưởng ảnh hưởng đến KNSL của các NHTM nói gắn liền với kết quả làm việc của mỗi cá chung. Tuy nhiên, tại mô hình hồi quy biến nhân bằng cách xây dựng các chỉ tiêu đánh phụ thuộc ROA có hệ số hiệu chỉnh R2 dưới giá hiệu quả làm việc, xây dựng quy trình 50% là hạn chế của nghiên cứu, nhóm tác bổ nhiệm đối với từng chức danh để tạo giả sẽ cần thực hiện nghiên cứu tiếp theo để động lực cho mỗi nhân viên làm việc và bổ sung thêm các nhân tố ảnh hưởng đến gắn bó lâu dài với PG Bank. Tăng cường ROA của ngân hàng. các chiến dịch Marketing, đẩy mạnh quảng bá thương hiệu của ngân hàng, đặc biệt trên Khuyến nghị các báo điện tử có lượng người truy cập nhiều, tạo fanpage trên facebook để quảng Từ kết quả nghiên cứu tại mô hình NIM, bá sản phẩm mới, ghi nhận ý kiến đóng góp PG Bank nên mở rộng quy mô dư nợ cho của khách hàng trên nhiều kênh… để cải vay với việc chú trọng đến đối tượng cán thiện quy trình, sản phẩm, chất lượng dịch bộ nhân viên đang làm việc tại Petrolimex vụ. ■ Tài liệu tham khảo Ben Naceur, S., and Goaied, M., (2008), The determinants of commercial bank interest margin and profitability: evidence from Tunisia, Frontiers in Finance and Economics 5, 106-130. Dietrich, A., Wanzenried, G. (2011), Determinants of bank profitability before and during the crisis: evidence from Switzerland, Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, vol 21(3), pp 307-327. De Guevara, J.F. and Maudos, J. (2004), Measuring Welfare Loss of Market Power: An Application to European Banks, Applied Economics Letters, vol 11, pp833-836.  Donald D. Hester & John F. Zoellner (1965), The relation between bank portfolios and earnings: an economic analysis, Cowles Foundation Discussion Paper No.184. Deger Alper and Adem Anbar (2011), Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Commercial Bank Profitability: Empirical Evidence from Turkey, Business and Economics Research Journal, Vol2 (2), pp. 139-152. 70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  12. NGUYỄN HOÀI NAM - NGUYỄN THỊ THANH HƯƠNG Hồ Thị Hồng Minh- Nguyễn Thị Cành (2015), “Đa dạng hóa thu nhập và các yếu tố tác động đến khả năng sinh lợicủa các ngân hàng thương mại Việt Nam”, Tạp chí Công nghệ ngân hàng, số 106+107, tháng 1+2/2015, trang 13-24. Lê Văn Tư (2004), Quản trị ngân hàng thương mại, Nxb Tài chính. Mohamed Khaled Al-Jafari and Mohammad Alchami(2014), Determinants of Bank Profitability: Evidence from Syria. Journal of Applied Finance & Banking, vol. 4, no. 1, pp 17-45. Molyneux, P., Thornton, J. (1992), The determinants of European Bank profitability, Journal of Banking and Finance, vol 16, pp 1173-1178. Miller, S. and Noulas, A. (1997), Portfolio Mix and Large-Bank Profitability in the USA, Applied Economics, vol 29, pp 505-512.  Maudos, Joaqúin and Juan Fernández de Guevara (2004), Factors explaining the interest margin in the banking sectors of the European Union, Journal of banking and finance, No. 28, pp 2259-2281. Naceur, B. Samy, 2003, The determinants of the Tunisian banking industry profitability: Panel Evidence, Universite Libre de Tunis, Department of finance Working Paper 2003. Nguyễn Thị Thu Hiền (2017), “Các yếu tố đặc trưng xác định khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam”, Tạp chí công thương. Nguyễn Đăng Dờn (2007), Nghiệp vụ ngân hàng thương mại, Nhà xuất bản Thống kê. Nguyễn Văn Công (2009) Giáo trình Phân tích kinh doanh, Nhà xuất bản Đại học Kinh tế Quốc Dân. Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex, Báo cáo kết quả kinh doanh các năm (2009, 2010, 2011, 2012, 2013, 2014, 2015, 2016, 2017, 2018), Hà Nội. Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex, Báo cáo thường niên các năm (2009, 2010, 2011, 2012, 2013, 2014, 2015, 2016, 2017, 2018), Hà Nội. Ngân hàng TMCP Xăng Dầu Petrolimex, Báo cáo tài chính quý các năm (2009, 2010, 2011, 2012, 2013, 2014, 2015, 2016, 2017, 2018), Hà Nội. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, Báo cáo thường niên các năm (2010, 2011, 2012, 2013, 2014, 2015, 2016, 2017, 2018), Hà Nội. Nguyễn Phạm Nhã Trúc- Nguyễn Phạm Thiên Thanh (2015), “Các nhân tố tác động đến khả năng sinh lợi của hệ thống Ngân hàng thương mại tại Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, số 228, tháng 6/2016. Ong Tze San và Teh Boon Heng (2013), Factors affecting the profitability of Malaysian commercial banks, African Journal of Business Management ,Vol. 7(8), pp. 649-660. Pasiouras, F. and Kosmidou, K. (2007), Factors influencing the profitability of domestic and foreign commercial banks in the European Union, International Business and Finance, 21, 222-237. Phạm Công Doanh (2014), “Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời tại các ngân hàng TMCP Việt Nam”, Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh. PhilipBourke (1989), Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North America and Australia, Journal of Banking & Finance, Volume 13, Issue 1, March 1989, pp 65-79. Philip L. Brock and Liliana Rojas Suarez (2000), Understanding the behavior of bank spreads in Latin America, Journal of Development Economics, vol.63 pp 113-134. Paolo Saona Hoffmann (2011), Determinants of the Profitability of the US Banking Industry, International Journal of Business and Social Science Vol. 2 No. 22. Quốc Hội (2010), Luật các tổ chức tín dụng số 47/2010/QH 12, Hà Nội. Quốc Hội (2017), Luật sửa đổi bổ sung một số điều của Luật các tổ chức tín dụng số 17/2017/QH 14, Hà Nội. Saunders, A., & Schumacher, L. (2000), The Determinants of Bank Interest Rate Margins: An International Study, Journal of International Money and Finance, vol 19, pp 813-832. Sufian, F., Habibullah, M.S. (2009), Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Bank Profitability: Empirical Evidence from the China Banking Sector, Frontiers of Economics in China, Vol 4 (2), pp 274-291. Sehrish Gul–Faiza Irshad- Khalid Zaman (2011), Factors affecting Bank Profitability in Pakistan, The Romanian Economic Journal. Trần Huy Hoàng (2010), Quản trị ngân hàng thương mại, Nxb Lao động xã hội. Xuezhi Qin1 & Dickson Pastory1 (2011), Commercial Banks Profitability Position: The Case of Tanzania, International Journal of Business and Management; Vol. 7, No. 13. Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 71
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2