[Download] Tải Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank – Tải về File Word, PDF

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

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

Download


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).

Bạn đang xem: [Download] Tải Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank File Word, PDF về máy

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

Mô tả tài liệu

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

Download tài liệu Các nhân tố nội tại ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại- Nghiên cứu thực nghiệm tại PG Bank File Word, PDF về máy