Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại hay nhất năm 2026 cho các bạn học viên ngành đang làm luận văn thạc sĩ tham khảo nhé. Với những bạn chuẩn bị làm bài luận văn tốt nghiệp thì rất khó để có thể tìm hiểu được một đề tài hay, đặc biệt là các bạn học viên đang chuẩn bị bước vào thời gian lựa chọn đề tài làm luận văn thì với đề tài Luận Văn: Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam dưới đây chắc chắn sẽ giúp cho các bạn học viên có cái nhìn tổng quan hơn về đề tài sắp đến.

4.1. Thống kê mô tả biến

Đối tượng nghiên cứu của luận văn là hiệu quả tài chính của 21 ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2012–2024. Tổng số quan sát trong nghiên cứu là 273.

• Bảng 4.1: Tóm tắt thống kê mô tả

Bảng 4.1 trình bày thống kê mô tả của các biến được sử dụng trong nghiên cứu. Dữ liệu được thu thập từ 21 ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2012–2024, với tổng số 273 quan sát. Bảng thống kê mô tả phản ánh các biến số bao gồm: Tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA), lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE), tỷ lệ thu nhập lãi thuần (NIM), quy mô ngân hàng (SIZE), chất lượng tài sản (FATA), dự phòng rủi ro cho vay (LLR), tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR), tỷ lệ nợ khó đòi (NPL), khoản vay (LOAN), thanh khoản (LIQ), tăng trưởng kinh tế (GDP), tỷ lệ lạm phát (CPI).

Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của 21 ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2012–2024 có giá trị trung bình khoảng 1,02%, với độ lệch chuẩn là 0,66%. Giá trị ROA thấp nhất được ghi nhận là 0,03% thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn Thương Tín (STB) vào năm 2016, trong khi giá trị cao nhất đạt 3,24% thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Kỹ Thương Việt Nam (TCB) vào năm 2021.

Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu có giá trị trung bình là 11,99%, với độ lệch chuẩn là 6,39%. Mức ROE thấp nhất được ghi nhận là 0,30%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Xuất nhập khẩu Việt Nam (EIB) vào năm 2015. Ngược lại, mức ROE cao nhất đạt 26,39% thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Quốc tế Việt Nam (VIB) trong năm 2021. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Tỷ lệ thu nhập lãi thuần (NIM) của các ngân hàng thương mại cổ phần trong mẫu nghiên cứu đạt giá trị trung bình là 3,05%, với độ lệch chuẩn 1,27%. Giá trị thấp nhất của NIM được ghi nhận là 0,44% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Phát triển Thành phố Hồ Chí Minh (HDB) vào năm 2013, trong khi giá trị cao nhất đạt 8,76% thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Thịnh Vượng (VPB) vào năm 2019.

Quy mô ngân hàng (SIZE) trong nghiên cứu được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. Trung bình, biến SIZE đạt giá trị 12,2802 với độ lệch chuẩn là 1,0812. Giá trị nhỏ nhất là 9,6238, ghi nhận tại Ngân hàng thương mại cổ phần Tiên Phong (TPB) vào năm 2012, trong khi giá trị lớn nhất đạt 14,8310, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV) vào năm 2024.

Chất lượng tài sản (FATA), được đo lường bằng tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản, có giá trị trung bình là 0,97% với độ lệch chuẩn cũng ở mức 0,87%. Giá trị thấp nhất ghi nhận là 0,14% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Hàng hải Việt Nam (MSB) vào năm 2024, trong khi giá trị cao nhất đạt 5,19% thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Nam Á (NAB) vào năm 2012.

Dự phòng rủi ro cho vay (LLR) trong mẫu nghiên cứu có giá trị trung bình là 0,69%, với độ lệch chuẩn đạt 0,61%. Mức thấp nhất ghi nhận là -0,48% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn – Hà Nội (SHB) vào năm 2012, trong khi mức cao nhất là 3,63%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Thịnh Vượng (VPB) vào năm 2019.

Tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu có giá trị trung bình là 47,95%, với độ lệch chuẩn đạt 13,61%. Mức CIR thấp nhất được ghi nhận là 22,71% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn – Hà Nội (SHB) vào năm 2022, trong khi mức cao nhất lên tới 87,43%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Kiên Long (KLB) vào năm 2020.

Tỷ lệ nợ khó đòi (NPL) của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu có giá trị trung bình là 1,94%, với độ lệch chuẩn là 1,09%. Giá trị thấp nhất được ghi nhận là 0,47% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Kỹ Thương Việt Nam (TCB) vào năm 2020, trong khi giá trị cao nhất đạt 8,81%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn – Hà Nội (SHB) vào năm 2012.

Tỷ lệ cho vay (LOAN), được đo lường bằng tỷ trọng dư nợ cho vay trên tổng tài sản, có giá trị trung bình là 59,25%, với độ lệch chuẩn là 10,88%. Giá trị thấp nhất ghi nhận là 21,62% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Đông Nam Á (SSB) vào năm 2012, trong khi giá trị cao nhất đạt 78,81%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BID) vào năm 2020. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Tính thanh khoản (LIQ), được đo lường bằng tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản cao trên tổng tài sản, có giá trị trung bình là 4,39%, với độ lệch chuẩn là 2,32%. Mức thấp nhất được ghi nhận là 0,80% tại Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Á (VAB) vào năm 2017, trong khi mức cao nhất đạt 15,69%, thuộc về Ngân hàng thương mại cổ phần Bắc Á (BAB) vào năm 2024.

Đối với các biến vĩ mô, tốc độ tăng trưởng GDP trung bình đạt 5,84%, phản ánh nền kinh tế Việt Nam duy trì được mức tăng trưởng ổn định trong giai đoạn 2012–2024. Trong khi đó, tỷ lệ lạm phát (CPI) trung bình là 3,69%, tuy nhiên có sự biến động đáng kể với độ lệch chuẩn cao, dao động trong khoảng từ 0,63% đến 9,09%. Sự dao động này cho thấy môi trường kinh tế vĩ mô, đặc biệt là yếu tố giá cả, vẫn tiềm ẩn những yếu tố bất ổn có thể tác động đến hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng. Việc đưa hai biến GDP và CPI vào mô hình nghiên cứu giúp phản ánh ảnh hưởng của điều kiện kinh tế chung đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

4.2. Phân tích tương quan

• Bảng 4.2: Tương quan giữa ROA và các biến độc lập
• Bảng 4.3: Tương quan giữa ROE và các biến độc lập
• Bảng 4.4: Tương quan giữa NIM và các biến độc lập

Kết quả trình bày tại Bảng 4.2, 4.3 và 4.4 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Cụ thể, tất cả các hệ số tương quan tuyệt đối đều nhỏ hơn 0,625. Theo Hair et al. (2022), khi không có cặp biến độc lập nào có hệ số tương quan vượt quá ngưỡng tuyệt đối 0,8 thì hiện tượng đa cộng tuyến không được xem là đáng kể. Do đó, khả năng xảy ra mối tương quan nội tại giữa các biến độc lập là tương đối thấp, cho thấy việc đưa các biến này vào mô hình hồi quy là hoàn toàn phù hợp và có cơ sở lý luận vững chắc.

Để đảm bảo tính chắc chắn hơn nữa trong việc đánh giá sự tồn tại của đa cộng tuyến, nghiên cứu tiến hành kiểm định thông qua hệ số phóng đại phương sai (VIF). Chỉ số VIF có chức năng định lượng mức độ mà hiện tượng đa cộng tuyến có thể làm gia tăng phương sai của các hệ số hồi quy ước lượng. Theo thông lệ, nếu tất cả giá trị VIF đều nhỏ hơn 5, có thể kết luận rằng mô hình không gặp vấn đề nghiêm trọng liên quan đến đa cộng tuyến, từ đó nâng cao độ tin cậy của các kết quả.

4.3. Phân tích hồi quy Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

4.3.1 Kiểm tra đa cộng tuyến

• Bảng 4.5: Đa cộng tuyến VIF

Bảng 4.5 trình bày các hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập trong mô hình, cho thấy tất cả các giá trị đều nhỏ hơn 5, với giá trị trung bình là 1,550. Điều này cho thấy mức độ tương quan giữa các biến độc lập là thấp và không có dấu hiệu xuất hiện của hiện tượng đa cộng tuyến. Theo đó, các biến được lựa chọn đưa vào mô hình có thể được xem là phù hợp và có tính độc lập tương đối, đảm bảo độ tin cậy cho việc phân tích tác động của chúng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

4.3.2 Phân tích hồi quy

Sau phân tích hệ số tương quan để xác định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, nghiên cứu này đi vào phân tích hồi quy với mục tiêu đo lường hướng và mức độ tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc bằng các phương pháp như: Tổng hợp các kiểm tra OLS, FEM, REM và thực hiện các kiểm định để chọn phương pháp hồi quy thích hợp. Phân tích hệ số tương quan nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến trong mô hình, nghiên cứu tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy nhằm đo lường chiều hướng và mức độ tác động của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Cụ thể, mô hình được ước lượng lần lượt theo ba phương pháp: hồi quy tuyến tính thông thường (OLS), mô hình tác động cố định (Fixed Effects Model – FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model – REM). Đồng thời, các kiểm định thống kê như kiểm định F, kiểm định Hausman và kiểm định Breusch–Pagan được sử dụng để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp nhất với đặc điểm dữ liệu và mục tiêu nghiên cứu. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Trên cơ sở mô hình nghiên cứu đã được thiết lập, luận văn tiến hành ước lượng và kiểm định bằng các phương pháp dữ liệu bảng gồm Pooled OLS, FEM và REM để đảm bảo độ tin cậy. Sự khác biệt giữa các mô hình được đánh giá qua kiểm định F, Hausman và Breusch–Pagan. Kết quả kiểm định là cơ sở lựa chọn mô hình phù hợp nhất nhằm giải thích mối quan hệ giữa các nhân tố và hiệu quả tài chính ngân hàng.

• Bảng 4.6: Ước tính của Mô hình 1 (Tổng hợp OLS, FEM, REM)
• Bảng 4.7: Ước tính của Mô hình 2 (Tổng hợp OLS, FEM, REM)
• Bảng 4.8: Ước tính của Mô hình 3 (Tổng hợp OLS, FEM, REM)

Kiểm tra lựa chọn mô hình:

• Kiểm tra sự phù hợp giữa mô hình OLS và FEM

Để lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp giữa Pooled OLS (mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển) và FEM (mô hình tác động cố định), người viết sử dụng kiểm định Wald F-test nhằm đánh giá sự tồn tại của tác động cố định giữa các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu.

Dựa trên kết quả được trình bày tại Bảng 4.6, 4.7 và 4.8 tương ứng với ba mô hình hồi quy, giá trị xác suất (Prob > F) đều bằng 0,0000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Do đó, giả thuyết H₀ bị bác bỏ và giả thuyết H₁ được chấp nhận, cho thấy mô hình FEM phù hợp hơn so với mô hình Pooled OLS.

Kết quả này hàm ý rằng tồn tại sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết trong mẫu nghiên cứu, và các yếu tố không quan sát được đặc trưng cho từng ngân hàng có thể ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính. Do đó, việc sử dụng mô hình FEM là cần thiết để kiểm soát các dị biệt cá thể này, nhằm nâng cao độ chính xác của ước lượng mô hình

• Kiểm tra sự phù hợp giữa mô hình OLS và REM Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Để đánh giá mức độ phù hợp giữa mô hình hồi quy Pooled OLS (hồi quy tuyến tính cổ điển) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch–Pagan Lagrange Multiplier (LM test). Kiểm định này nhằm xác định xem có nên sử dụng REM để thay thế cho OLS hay không trong trường hợp dữ liệu bảng. Dựa vào kết quả thể hiện tại Bảng 4.6, 4.7 và 4.8 ứng với ba mô hình nghiên cứu, giá trị xác suất của kiểm định Breusch–Pagan đều có Prob > chibar2 = 0,0000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Do đó, nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H₀ và chấp nhận giả thuyết H₁, cho thấy rằng mô hình REM là phù hợp hơn so với mô hình OLS.

Kết quả này cho thấy có tồn tại phương sai sai số giữa các ngân hàng, phản ánh rằng các đặc điểm ngẫu nhiên không quan sát được theo từng đơn vị ngân hàng có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Do đó, việc sử dụng mô hình REM sẽ cho kết quả ước lượng chính xác hơn mô hình OLS trong bối cảnh dữ liệu bảng.

• Kiểm tra sự phù hợp giữa FEM và REM

Để xác định mô hình phù hợp giữa Fixed Effects Model (FEM) và Random Effects Model (REM) – vốn được xem là ưu việt hơn so với mô hình Pooled OLS – nghiên cứu tiến hành kiểm định Hausman.

Kết quả được trình bày trong các Bảng 4.6, 4.7 và 4.8 cho thấy:

• Mô hình 1: Giá trị Prob > chi2 = 0,0000 < 0,05, do đó bác bỏ H₀ và lựa chọn mô hình FEM.
• Mô hình 2: Giá trị Prob > chi2 = 0,0000 < 0,05, tiếp tục bác bỏ H₀ và lựa chọn
• Mô hình 3: Giá trị Prob > chi2 = 0,0015 < 0,05, tiếp tục bác bỏ H₀ và lựa chọn

Tóm lại, kết quả kiểm định Hausman chỉ ra rằng FEM là mô hình phù hợp để đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính trong 3 Mô hình.

4.4. Kiểm tra khuyết tật mô hình Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Việc kiểm định các khuyết tật trong mô hình hồi quy là bước quan trọng nhằm đảm bảo độ tin cậy và tính phù hợp của kết quả nghiên cứu. Trong phân tích định lượng, ba dạng sai lệch phổ biến thường gặp bao gồm: hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và tự tương quan.

Trước tiên, nghiên cứu đã tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập thông qua chỉ số VIF (Variance Inflation Factor). Kết quả tại Bảng 4.5 cho thấy tất cả các giá trị VIF đều nhỏ hơn ngưỡng 5, điều này cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không đáng kể và không ảnh hưởng ngược chiều đến mô hình.

Tiếp theo, để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi — một trong những vi phạm giả định quan trọng của mô hình hồi quy tuyến tính — đề tài sử dụng kiểm định Wald và kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian Multiplier (BP-LM). Cuối cùng, hiện tượng tự tương quan được kiểm tra thông qua kiểm định Wooldridge dành cho dữ liệu bảng. Các kiểm định này giúp xác định mức độ vi phạm giả định của mô hình, từ đó đưa ra hướng điều chỉnh thích hợp nhằm nâng cao độ chính xác và hiệu quả của kết quả ước lượng.

4.4.1 Kiểm định phương sai thay đổi

• Bảng 4.9: Kiểm tra phương sai thay đổi cho ROA, ROE, NIM

Kết quả kiểm định được trình bày tại Bảng 4.9 cho thấy giá trị Prob > chi2 = 0,0000 < 0,05, cho thấy có đủ bằng chứng để bác bỏ giả thuyết H₀. Do đó, nghiên cứu chấp nhận H₁, kết luận rằng mô hình tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi.

4.4.2 Kiểm tra tự tương quan Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Để đánh giá hiện tượng tự tương quan trong mô hình dữ liệu bảng, nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch–Godfrey sau khi ước lượng mô hình bằng phương pháp hiệu cố định (Fixed Effects Model). Kiểm định này nhằm xác định xem phần dư của mô hình có tương quan theo thời gian trong cùng một đơn vị quan sát hay không.

• Bảng 4.10: Kiểm tra Breusch–Godfrey – Kiểm tra tự tương quan ROA

Cụ thể, kiểm định được thực hiện cho ba biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM. Giả thuyết gốc (H₀) của kiểm định là không tồn tại tự tương quan bậc nhất trong phần dư của mô hình. Kết quả kiểm định như sau:

• Kiểm định tự tương quan đối với ROA, thống kê chi bình phương chi2(210) = 561,284 với giá trị xác suất Pr = 0,0000.
• Kiểm định tự tương quan đối với ROE, thống kê chi2(210) = 436,015 với Pr = 0,0000.
• Kiểm định tự tương quan đối với NIM, thống kê chi2(210) = 590,647 với Pr = 0,0000.

Tất cả các giá trị xác suất đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do đó bác bỏ giả thuyết H₀. Điều này cho thấy mô hình có tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc nhất trong phần dư, và cần được xử lý để đảm bảo độ tin cậy của kết quả ước lượng.

4.5. Kết quả nghiên cứu

• Mô hình hồi quy S- GMM

Mặc dù mô hình FGLS giúp khắc phục phần nào hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, nhưng vẫn chưa xử lý được vấn đề biến nội sinh tiềm ẩn trong mô hình. Để giải quyết Giới hạn này và kiểm soát ảnh hưởng của các biến nội sinh, nghiên cứu tiếp tục sử dụng phương pháp hồi quy GMM hệ thống (System-GMM). Phương pháp này phù hợp với dữ liệu bảng động và cho phép kiểm soát tốt hơn sai lệch do nội sinh, từ đó nâng cao độ tin cậy và tính chính xác của kết quả ước lượng.

• Kiểm tra tính phù hợp của mô hình S – GMM Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Để đánh giá độ phù hợp của mô hình S-GMM, nghiên cứu sử dụng các kiểm định quan trọng gồm: kiểm định Sargan, kiểm định Hansen và kiểm định tự tương quan bậc hai AR(2).

Kiểm định Sargan và Hansen được thực hiện nhằm kiểm tra tính hợp lệ của các biến công cụ, với giả thuyết H0: các công cụ là ngoại sinh, tức không có tương quan với sai số của mô hình. Nếu giá trị p-value của các kiểm định này cao (thường lớn hơn 0,05), giả thuyết H0 không bị bác bỏ, cho thấy các biến công cụ là phù hợp.

Bên cạnh đó, kiểm định AR(2) được sử dụng để phát hiện hiện tượng tự tương quan bậc hai trong phần dư của mô hình. Giả thuyết H0 là không tồn tại tự tương quan bậc hai. Một giá trị p cao cho thấy phần dư không có tương quan bậc hai, từ đó củng cố giả định của mô hình GMM.

• Bảng 4.11: Thử nghiệm Sargan Hansen và Arellano-Bond

Kết quả trong Bảng 4.11 cho thấy: Mô hình S-GMM được xây dựng với 17 nhóm công cụ cho cả ba chỉ tiêu hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM – con số này vẫn nằm trong ngưỡng chấp nhận được, tránh tình trạng sử dụng quá nhiều công cụ dẫn đến sai lệch trong kết quả ước lượng.

Kết quả kiểm định Hansen với giá trị p-value lần lượt là 0,998 (ROA), 0,993 (ROE) và 0,999 (NIM), đều lớn hơn ngưỡng 10%, cho thấy các biến công cụ được sử dụng là hợp lệ, không bị xác định sai, và mô hình không gặp vấn đề về quá xác định công cụ. Trong khi đó, kiểm định Sargan cho kết quả p-value là 0,113 (ROA), 0,003 (ROE) và 0,158 (NIM). Dù p-value ở mô hình ROE cho thấy có thể tồn tại vấn đề về sự phù hợp của công cụ, kiểm định này vốn nhạy cảm với phân phối mẫu và số lượng công cụ, do đó kết luận về tính hợp lệ của công cụ nên dựa chủ yếu vào kết quả kiểm định Hansen.

Ngoài ra, kiểm định tự tương quan bậc hai AR(2) cho p-value lần lượt là 0,430 (ROA), 0,186 (ROE) và 0,367 (NIM), đều lớn hơn 10%, cho thấy không tồn tại tự tương quan bậc hai trong phần dư. Từ đó, có thể khẳng định rằng các ước lượng GMM trong cả ba mô hình là đáng tin cậy và phù hợp về mặt thống kê. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

• Mô hình S-GMM

Trong các mô hình nghiên cứu thực nghiệm được xây dựng, bên cạnh các biến độc lập truyền thống, độ trễ bậc nhất của biến phụ thuộc cũng được đưa vào mô hình như một biến giải thích. Điều này dẫn đến việc hình thành mô hình dữ liệu bảng động (Dynamic Panel Data Model), phản ánh mối quan hệ phụ thuộc theo thời gian giữa các biến trong ngân hàng. Để xử lý vấn đề nội sinh và tận dụng đặc điểm động của dữ liệu, phương pháp ước lượng System GMM (S-GMM) được sử dụng nhờ khả năng kiểm soát sai số ngẫu nhiên và xử lý đồng thời các biến nội sinh hiệu quả. Kết quả ước lượng từ mô hình S-GMM được trình bày như sau:

• Bảng 4.12: Kết quả hồi quy S-GMM của Mô hình 1

Dựa trên kết quả hồi quy trình bày tại Bảng 4.12, có thể thấy rằng biến độ trễ của ROA (L1.ROA) có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% (p < 0,01), cho thấy hiệu quả tài chính trong quá khứ có ảnh hưởng đáng kể và cùng chiều đến hiệu quả tài chính hiện tại của các ngân hàng. Điều này phản ánh tính chất động và xu hướng duy trì hiệu quả kinh doanh theo thời gian trong hoạt động ngân hàng.

Bên cạnh đó, các biến CIR (tỷ lệ chi phí trên thu nhập), LLR (tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng) và GDP (tăng trưởng kinh tế) đều có ý nghĩa thống kê ở các mức 1% hoặc 5% (p < 0,05), cho thấy chúng có ảnh hưởng rõ rệt đến ROA trong mô hình. Cụ thể, CIR và LLR có hệ số âm, hàm ý rằng khi chi phí hoạt động hoặc tỷ lệ dự phòng tăng, hiệu quả tài chính (ROA) có xu hướng giảm. Ngược lại, biến GDP có hệ số dương, cho thấy mối quan hệ cùng chiều với ROA — trong bối cảnh nghiên cứu, điều này có thể được lý giải là tăng trưởng kinh tế vừa phải có thể góp phần cải thiện biên lợi nhuận của ngân hàng.

Các biến còn lại như SIZE (qui mô ngân hàng), FATA (tài sản cố định trên tổng tài sản), NPL(tỷ lệ nợ khó đòi), LOAN (tăng trưởng tín dụng), LIQ (tính thanh khoản) và CPI (tỷ lệ lạm phát) không có ý nghĩa thống kê (p > 0,1), hàm ý rằng ảnh hưởng của chúng đến hiệu quả tài chính của ngân hàng là không rõ ràng trong mô hình S-GMM này.

Về mặt chiều tác động, các biến L1.ROA và GDP có hệ số dương, phản ánh mối quan hệ cùng chiều với ROA — khi các biến này tăng, hiệu quả tài chính có xu hướng cải thiện. Ngược lại, các biến LLR và CIR có hệ số âm, thể hiện mối quan hệ ngược chiều với ROA. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Từ đó, mô hình hồi quy tuyến tính động được ước lượng theo phương pháp S-GMM trong nghiên cứu có thể được biểu diễn như sau: ROA= 0,0940 + 0,3976 × L1.ROA – 0,0048 × SIZE + 0,1122 × FATA – 0,2801 × LLR – 0,0592 × CIR – 0,0732 × NPL + 0,0019 × LOAN – 0,0021 × LIQ + 0,0212 × GDP + 0,0018 × CPI

• Bảng 4.13: Kết quả hồi quy S-GMM của Mô hình 2

Theo kết quả hồi quy trình bày tại Bảng 4.13, biến độ trễ bậc nhất của ROE (L1.ROE) không có ý nghĩa thống kê (p = 0,269), mặc dù hệ số ước lượng mang dấu dương (0,1147). Kết quả này cho thấy chưa có đủ bằng chứng thống kê để khẳng định ROE của năm trước có ảnh hưởng đáng kể đến ROE của năm sau đối với các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Trong số các biến nội tại, CIR (tỷ lệ chi phí trên thu nhập) là biến có tác động rõ rệt nhất đến hiệu quả tài chính của ngân hàng. Cụ thể, CIR có hệ số hồi quy âm (-0,3086) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (p = 0,004), cho thấy khi chi phí hoạt động tăng lên sẽ làm ROE giảm. Kết quả này phù hợp với lý thuyết tài chính và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, nhấn mạnh vai trò then chốt của kiểm soát chi phí trong việc nâng cao hiệu quả tài chính ngân hàng.

Bên cạnh đó, LOAN (khoản vay) có hệ số dương (0,2238) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (p = 0,054), cho thấy mở rộng hoạt động cho vay có thể góp phần cải thiện ROE, dù mức độ tác động chưa thực sự mạnh. Ở nhóm biến vĩ mô, GDP cũng có tác động cùng chiều đến ROE với hệ số 0,1833 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (p = 0,098), hàm ý rằng tăng trưởng kinh tế tạo điều kiện thuận lợi cho hoạt động sinh lời của các ngân hang.

Ngược lại, các biến SIZE, FATA, LLR, NPL, LIQ và CPI đều không có ý nghĩa thống kê (p > 0,1). Điều này cho thấy trong mô hình nghiên cứu, quy mô ngân hàng, chất lượng tài sản, dự phòng rủi ro cho vay, tỷ lệ nợ khó đòi, khả năng thanh khoản và lạm phát chưa thể hiện vai trò quyết định đối với ROE. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Về mặt kiểm định mô hình, kết quả Arellano-Bond AR(2) có giá trị p = 0,186 cho thấy không tồn tại tự tương quan bậc hai của sai số. Kiểm định Hansen có p = 0,993 xác nhận tính hợp lệ của bộ công cụ, mặc dù kiểm định Sargan cho kết quả có ý nghĩa thống kê (p = 0,003), hàm ý cần ưu tiên đánh giá theo kiểm định Hansen do tính vững trong bối cảnh S-GMM.

Tóm lại, các nhân tố có ảnh hưởng đáng kể đến ROE trong mô hình S-GMM bao gồm CIR, LOAN và GDP. Kết quả cho thấy hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam chịu tác động chủ yếu từ yếu tố nội tại liên quan đến hiệu quả quản trị chi phí và điều kiện kinh tế vĩ mô, hơn là các đặc điểm quy mô hay cấu trúc tài sản.

Mô hình hồi quy ước lượng có dạng như sau (theo bảng kết quả): ROE = 0,4314 + 0,1147 × L1.ROE – 0,0240 × SIZE – 2,7902 × FATA + 0,7386 × LLR – 0,3086 × CIR – 1,4688 × NPL + 0,2238 × LOAN + 0,1613 × LIQ + 0,1833 × GDP + 0,4030 × CPI

• Bảng 4.14: Kết quả hồi quy S-GMM của Mô hình 3

Theo kết quả hồi quy trình bày tại Bảng 4.14, biến độ trễ bậc nhất của NIM (L1.NIM) có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% (hệ số 0,3230; p = 0,004), cho thấy NIM trong quá khứ có ảnh hưởng cùng chiều và đáng kể đến NIM hiện tại. Kết quả này phản ánh tính bền vững và kế thừa của biên lãi ròng trong hoạt động kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

Trong số các biến giải thích, LOAN (khoản vay) có hệ số âm (-0,0166) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (p = 0,011), cho thấy việc mở rộng tín dụng quá mức có thể làm suy giảm biên lãi ròng, có thể do áp lực cạnh tranh lãi suất hoặc gia tăng rủi ro tín dụng. Đồng thời, GDP có tác động cùng chiều đến NIM với hệ số 0,0297 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (p = 0,010), hàm ý rằng tăng trưởng kinh tế tạo điều kiện thuận lợi cho việc cải thiện biên lãi ròng của ngân hàng.

Ngược lại, các biến SIZE, FATA, LLR, CIR, NPL, LIQ và CPI đều không có ý nghĩa thống kê (p > 0,1). Mặc dù một số biến như CIR và NPL mang dấu âm, LLR và SIZE mang dấu dương, song các tác động này chưa đủ mạnh để khẳng định ảnh hưởng đáng kể đến NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Mô hình hồi quy được xác định như sau: NIM = 0,0157 + 0,3230 × L1.NIM + 0,0017 × SIZE – 0,1639 × FATA + 0,2862 × LLR – 0,0142 × CIR – 0,1223 × NPL – 0,0166 × LOAN + 0,0239 × LIQ + 0,0297 × GDP – 0,0279 × CPI

Mô hình được kiểm định với các giả định đặc trưng của S-GMM, trong đó:

• Kiểm định Arellano-Bond AR(2) cho thấy không có hiện tượng tự tương quan bậc hai (p = 0,376),
• Kiểm định Hansen xác nhận tính hợp lệ của các biến công cụ (p = 0,999),
• Kiểm định Sargan cũng ủng hộ tính phù hợp của mô hình (p = 0,158).

Tóm lại, các nhân tố có ảnh hưởng đáng kể đến NIM trong mô hình S-GMM bao gồm L1.NIM, LOAN và GDP. Kết quả nghiên cứu cho thấy biên lãi ròng của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam chịu tác động chủ yếu từ yếu tố động học nội tại, chính sách tín dụng và điều kiện kinh tế vĩ mô, trong khi các đặc điểm cấu trúc khác của ngân hàng chưa thể hiện vai trò quyết định trong mô hình này.

4.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu

• Bảng 4.15: Kết quả nghiên cứu của mô hình 1, mô hình 2, mô hình 3

Theo kết quả hồi quy Mô hình 1 (ROA) trình bày tại Bảng 4.15, biến CIR có tác động ngược chiều đến ROA và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%, qua đó chấp nhận giả thuyết nghiên cứu và phù hợp với kỳ vọng lý thuyết về vai trò của hiệu quả chi phí đối với hiệu quả tài chính ngân hàng. Bên cạnh đó, biến LLR cũng có tác động ngược chiều đến ROA và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy trích lập dự phòng rủi ro tín dụng gia tăng làm suy giảm hiệu quả sinh lời của ngân hàng, phù hợp với giả thuyết đề ra. Ngược lại, các biến SIZE, FATA, NPL, LOAN, LIQ và CPI đều không có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROA, do đó chưa có đủ bằng chứng thực nghiệm để khẳng định mối quan hệ giữa các biến này với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Đáng chú ý, biến GDP có tác động cùng chiều đến ROA và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy tăng trưởng kinh tế đóng vai trò tích cực trong việc cải thiện hiệu quả tài chính của các ngân hàng, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu.

Kết quả hồi quy từ Mô hình 2 (ROE) trình bày tại Bảng 4.15 cho thấy, trong số các biến độc lập được đưa vào phân tích, chỉ có CIR, LOAN và GDP thể hiện ý nghĩa thống kê. Cụ thể, biến CIR có tác động ngược chiều đến ROE và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%, qua đó chấp nhận giả thuyết nghiên cứu và khẳng định vai trò quan trọng của hiệu quả kiểm soát chi phí đối với khả năng sinh lời của ngân hàng. Biến LOAN có tác động cùng chiều đến ROE và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy mở rộng hoạt động tín dụng có thể góp phần cải thiện hiệu quả tài chính của ngân hàng. Đồng thời, biến GDP cũng tác động cùng chiều đến ROE và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 10%, phản ánh tác động tích cực của tăng trưởng kinh tế đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại. Ngược lại, các biến SIZE, FATA, LLR, NPL, LIQ và CPI đều không có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROE, cho thấy chưa có đủ bằng chứng thực nghiệm để khẳng định mối quan hệ giữa các biến này với hiệu quả tài chính đo lường bằng ROE của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Kết quả hồi quy từ Mô hình 3 (NIM) trình bày tại Bảng 4.15 cho thấy, trong số các biến độc lập được đưa vào phân tích, chỉ có GDP và LOAN thể hiện ý nghĩa thống kê. Cụ thể, biến GDP có tác động cùng chiều đến tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (NIM) và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 5%, qua đó chấp nhận giả thuyết nghiên cứu và khẳng định vai trò tích cực của tăng trưởng kinh tế đối với khả năng tạo thu nhập lãi của các ngân hàng thương mại. Ngược lại, biến LOAN có tác động ngược chiều đến NIM và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy việc mở rộng tín dụng trong giai đoạn nghiên cứu có xu hướng làm thu hẹp biên lãi ròng, kết quả này trái với giả thuyết nghiên cứu ban đầu. Các biến còn lại gồm SIZE, FATA, LLR, CIR, NPL, LIQ và CPI đều không có ý nghĩa thống kê trong mô hình NIM, cho thấy chưa có đủ bằng chứng thực nghiệm để khẳng định các yếu tố này có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ lệ thu nhập lãi cận biên của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Xét cụ thể từng biến độc lập sau khi nghiên cứu mô hình như sau:

• Quy mô ngân hàng (SIZE) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Quy mô ngân hàng (SIZE): Kết quả hồi quy trình bày tại Bảng 4.15 cho thấy biến SIZE không có ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình đo lường hiệu quả tài chính (ROA, ROE và NIM). Mặc dù hệ số ước lượng của SIZE mang dấu âm đối với ROA và ROE, và mang dấu dương đối với NIM, song các hệ số này đều không đạt mức ý nghĩa thống kê cần thiết. Do đó, giả thuyết nghiên cứu về tác động của quy mô ngân hàng đến hiệu quả tài chính không được chấp nhận trong nghiên cứu thực nghiệm này.

Kết quả thực nghiệm cho thấy, trong giai đoạn nghiên cứu, việc gia tăng quy mô tài sản chưa tạo ra tác động rõ ràng đến hiệu quả sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam, bất kể được đo lường theo ROA, ROE hay NIM. Điều này hàm ý rằng lợi thế quy mô từ việc mở rộng hoạt động có thể đã bị triệt tiêu bởi chi phí quản lý, chi phí vận hành và mức độ phức tạp trong quản trị khi ngân hàng ngày càng mở rộng quy mô, khiến tác động ròng của SIZE không thể hiện rõ ràng về mặt thống kê.

Kết quả này phù hợp với kết quả thực nghiệm của Mansour S. AlFadhli và Musaed S. AlAli (2021), Muhindi Kibet Alex (2023) và Nguyễn Kim Phước (2024), khi các nghiên cứu này đều cho thấy mối quan hệ giữa quy mô ngân hàng và hiệu quả tài chính không mang tính nhất quán và phụ thuộc đáng kể vào đặc điểm thị trường cũng như bối cảnh thời gian nghiên cứu. Qua đó, các bằng chứng thực nghiệm khẳng định rằng quy mô lớn không phải lúc nào cũng là yếu tố quyết định đến hiệu quả tài chính của ngân hàng.

• Chất lượng tài sản (FATA) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả hồi quy định lượng trình bày tại Bảng 4.15 cho thấy biến FATA không có ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình đo lường hiệu quả tài chính, bao gồm ROA, ROE và NIM. Cụ thể, hệ số ước lượng của FATA mang dấu dương đối với ROA (0,1122) và mang dấu âm đối với ROE (-2,7902) và NIM (-0,1639); tuy nhiên, các hệ số này đều không đạt mức ý nghĩa thống kê. Do đó, nghiên cứu chưa tìm thấy bằng chứng thực nghiệm để khẳng định tỷ trọng tài sản cố định có tác động đáng kể đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Kết quả thực nghiệm này cho thấy việc gia tăng đầu tư vào tài sản cố định, bao gồm cơ sở hạ tầng, công nghệ và mạng lưới chi nhánh, chưa thể hiện tác động rõ ràng đến hiệu quả sinh lời của ngân hàng, dù được đo lường theo hiệu quả sử dụng tài sản (ROA), hiệu quả sử dụng vốn chủ sở hữu (ROE) hay biên thu nhập lãi cận biên (NIM). Một nguyên nhân có thể là lợi ích từ đầu tư tài sản cố định thường phát huy trong trung và dài hạn, trong khi chi phí đầu tư ban đầu và chi phí khấu hao làm suy giảm hiệu quả trong ngắn hạn, khiến tác động ròng của FATA không thể hiện rõ ràng về mặt thống kê.

Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm của Richard Apau et al. (2023) và Mohammed Akaro Mainoma et al. (2025), khi các tác giả cũng không tìm thấy bằng chứng nhất quán về mối quan hệ giữa chất lượng tài sản cố định và hiệu quả tài chính của ngân hàng. Qua đó, kết quả nghiên cứu củng cố thêm lập luận rằng gia tăng FATA không phải là yếu tố quyết định trực tiếp đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

• Các khoản dự phòng rủi ro cho vay (LLR)

Kết quả hồi quy S-GMM cho thấy biến LLR (tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng) không có ý nghĩa thống kê đối với các chỉ tiêu hiệu quả tài chính được xem xét trong mô hình. Cụ thể, LLR có hệ số 0,7386 (p = 0,730) đối với ROE và 0,2862 (p = 0,295) đối với NIM. Như vậy, chưa có đủ bằng chứng thực nghiệm để khẳng định việc gia tăng trích lập dự phòng rủi ro tín dụng có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam. Kết quả này hàm ý rằng trong bối cảnh nghiên cứu, tác động của dự phòng rủi ro tín dụng có thể đã được trung hòa bởi các yếu tố nội tại và vĩ mô khác trong mô hình. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tác động của LLR đến hiệu quả tài chính không hoàn toàn đồng nhất và có sự khác biệt so với một số nghiên cứu trước. Trong khi Hà Nguyễn (2023), Nguyễn Quốc Anh (2023) và Afrin Sultana & Talatu Jalloh (2025) đều ghi nhận LLR có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đến ROA, ROE do chi phí dự phòng làm giảm lợi nhuận, thì kết quả hiện tại cho thấy mức độ và chiều tác động có thể thay đổi theo từng chỉ tiêu đo lường. Điều này hàm ý rằng ảnh hưởng của dự phòng rủi ro tín dụng mang tính điều kiện và phụ thuộc vào bối cảnh kinh tế, đặc điểm mẫu và phương pháp ước lượng.

• Tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR)

Kết quả hồi quy cho thấy CIR có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ROA và ROE, trong khi không có ý nghĩa thống kê đối với NIM. Điều này hàm ý rằng khi tỷ lệ chi phí trên thu nhập gia tăng, khả năng sinh lời trên tài sản và vốn chủ sở hữu của ngân hàng bị suy giảm rõ rệt, phù hợp với kỳ vọng lý thuyết và tương đồng với các nghiên cứu của Antwi (2019) và Tu D. Q. Le (2020) về mối quan hệ nghịch chiều giữa hiệu quả kiểm soát chi phí và hiệu quả tài chính ngân hàng.

Tỷ lệ CIR cao phản ánh ngân hàng phải phân bổ phần lớn thu nhập cho chi phí hoạt động như nhân sự, quản lý và công nghệ, từ đó làm thu hẹp biên lợi nhuận và giảm hiệu quả sử dụng tài sản cũng như vốn chủ sở hữu. Do đó, việc kiểm soát chi phí thông qua tái cấu trúc quy trình, nâng cao năng lực quản trị và đẩy mạnh chuyển đổi số đóng vai trò then chốt trong cải thiện hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

• Tỷ lệ nợ xấu (NPL) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả hồi quy S-GMM tại Bảng 4.12, 4.13 và 4.14 cho thấy biến NPL không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba chỉ tiêu đo lường hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Cụ thể, hệ số ước lượng của NPL đều mang dấu âm nhưng không đạt mức ý nghĩa thống kê ở các mô hình: ROA (hệ số -0,0732; p = 0,293), ROE (-1,4688; p = 0,385) và NIM (-0,1223; p = 0,136). Kết quả này cho thấy chưa có bằng chứng thực nghiệm đủ mạnh để khẳng định nợ xấu có tác động đáng kể đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam trong mẫu nghiên cứu.

Về mặt kinh tế, mặc dù hệ số âm hàm ý xu hướng nợ xấu gia tăng có thể làm suy giảm hiệu quả hoạt động ngân hàng, song tác động này không đủ mạnh để đạt ý nghĩa thống kê khi kiểm soát các yếu tố nội tại và vĩ mô khác trong mô hình động. Điều này có thể phản ánh khả năng quản trị rủi ro tín dụng, trích lập dự phòng và xử lý nợ xấu của các ngân hàng niêm yết đã được cải thiện trong giai đoạn nghiên cứu, qua đó làm giảm mức độ ảnh hưởng trực tiếp của NPL lên ROA, ROE và NIM. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây như Ha Nguyen (2023), Yuana Rizky et al. (2024) và Phan Dinh Nguyen (2024), đồng thời hàm ý rằng nợ xấu chưa phải là nhân tố quyết định hiệu quả tài chính trong mô hình nghiên cứu, mà tác động có thể gián tiếp thông qua các biến trung gian như chi phí dự phòng (LLR) hoặc hiệu quả quản lý chi phí (CIR).

• Khoản vay (LOAN)

Kết quả hồi quy S-GMM cho thấy biến LOAN có tác động dương và có ý nghĩa thống kê đối với ROE ở mức 10% (hệ số 0,2238; p = 0,054), đồng thời có tác động âm và có ý nghĩa thống kê đối với NIM ở mức 5% (hệ số -0,0166; p = 0,011). Trong khi đó, đối với ROA, LOAN không có ý nghĩa thống kê (hệ số 0,0019; p = 0,920). Kết quả này hàm ý rằng việc gia tăng tỷ trọng cho vay có thể góp phần cải thiện khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu thông qua hiệu ứng đòn bẩy tài chính, nhưng đồng thời có thể làm thu hẹp biên lãi ròng do áp lực cạnh tranh lãi suất hoặc gia tăng chi phí vốn. Như vậy, mở rộng tín dụng không bảo đảm cải thiện đồng thời tất cả các chỉ tiêu hiệu quả tài chính, mà tác động phụ thuộc vào cấu trúc nguồn vốn và chiến lược quản trị tài sản – nguồn vốn của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với phát hiện của Van Dan Dang (2019) và Tu D. Q. Le (2020).

• Thanh khoản (LIQ) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả hồi quy S-GMM tại các Bảng 4.12, 4.13 và 4.14 cho thấy biến LIQ không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba chỉ tiêu đo lường hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Cụ thể, hệ số ước lượng của LIQ đều không đạt mức ý nghĩa thống kê: ROA (hệ số -0,0021; p = 0,937), ROE (0,1613; p = 0,519) và NIM (0,0239; p = 0,278). Mặc dù dấu hệ số cho thấy tác động ngược chiều đối với ROA và cùng chiều đối với ROE và NIM, song các bằng chứng thực nghiệm không đủ mạnh để khẳng định thanh khoản là nhân tố ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với quan điểm của Tran Thi Kim Oanh et al. (2023) và Hoang Thu Huyen (2024), cho rằng tác động của thanh khoản đến hiệu quả sinh lời không phải lúc nào cũng rõ ràng và phụ thuộc đáng kể vào bối cảnh quản trị cũng như cấu trúc nguồn vốn của từng ngân hàng.

Kết quả này hàm ý rằng trong bối cảnh nghiên cứu, khả năng thanh khoản có thể đã được duy trì ở mức tương đối ổn định và tuân thủ chặt chẽ các quy định an toàn vốn, nên chưa tạo ra sự khác biệt đáng kể về hiệu quả sinh lời giữa các ngân hàng. Điều này phản ánh thực tiễn quản trị tài sản – nguồn vốn tại các ngân hàng niêm yết, nơi việc bảo đảm thanh khoản chủ yếu nhằm mục tiêu an toàn hệ thống hơn là tối đa hóa lợi nhuận ngắn hạn, qua đó làm suy giảm vai trò giải thích trực tiếp của biến LIQ trong mô hình hiệu quả tài chính.

• Tăng trưởng kinh tế (GDP)

Kết quả hồi quy S-GMM cho thấy GDP có tác động dương và có ý nghĩa thống kê đối với cả ba chỉ tiêu hiệu quả tài chính. Cụ thể, GDP ảnh hưởng tích cực đến ROA (hệ số 0,0212; p = 0,019), ROE (0,1833; p = 0,098) và NIM (0,0297; p = 0,010), với mức ý nghĩa lần lượt là 5%, 10% và 5%. Điều này cho thấy khi nền kinh tế tăng trưởng, hiệu quả sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết được cải thiện trên cả phương diện lợi nhuận trên tài sản, lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu và biên lãi ròng. Kết quả này hàm ý rằng môi trường kinh tế vĩ mô thuận lợi thúc đẩy nhu cầu tín dụng, mở rộng quy mô hoạt động và cải thiện chất lượng tài sản, qua đó nâng cao hiệu quả tài chính của ngân hàng. Phát hiện này phù hợp với các nghiên cứu của Ha Nguyen (2023) và Tien Thuy Ho et al. (2023), khi nhấn mạnh vai trò tích cực của tăng trưởng kinh tế đối với khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại.

• Lạm phát (CPI) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả hồi quy S-GMM cho thấy CPI không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba chỉ tiêu hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Cụ thể, hệ số của CPI đối với ROA (0,0018; p = 0,926), ROE (0,4030; p = 0,466) và NIM (- 0,0279; p = 0,223) đều không đạt mức ý nghĩa thống kê. Mặc dù dấu hệ số cho thấy tác động cùng chiều đối với ROA và ROE, và ngược chiều đối với NIM, song chưa có đủ bằng chứng thực nghiệm để khẳng định lạm phát ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam. Điều này hàm ý rằng trong bối cảnh nghiên cứu, các ngân hàng có thể đã chủ động điều chỉnh lãi suất và cơ cấu tài sản – nguồn vốn nhằm thích ứng với biến động lạm phát, qua đó làm giảm mức độ tác động rõ rệt của CPI lên các chỉ tiêu sinh lời.

• Giải thích các trường hợp kết quả khác biệt với giả thuyết nghiên cứu

Dựa trên bảng giả thuyết nghiên cứu và kết quả ước lượng thực nghiệm bằng phương pháp S-GMM, một số biến cho thấy sự khác biệt giữa kỳ vọng lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm. Những khác biệt này có thể được giải thích như sau:

Thứ nhất, đối với quy mô ngân hàng (SIZE), giả thuyết nghiên cứu kỳ vọng tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính, tuy nhiên kết quả thực nghiệm lại không tìm thấy ý nghĩa thống kê. Điều này có thể xuất phát từ thực tế các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam đã đạt quy mô tương đối lớn, làm suy giảm lợi thế kinh tế theo quy mô. Khi quy mô vượt quá mức tối ưu, chi phí quản trị, chi phí điều hành và vấn đề đại diện có thể gia tăng, làm giảm hiệu quả hoạt động.

Thứ hai, biến chất lượng tài sản (FATA) được kỳ vọng có tác động cùng chiều, nhưng kết quả thực nghiệm cho thấy không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể do tỷ trọng tài sản cố định trong tổng tài sản của ngân hàng tương đối thấp so với các tài sản sinh lời như tín dụng và đầu tư tài chính. Do đó, sự biến động của FATA chưa đủ lớn để tạo ra sự khác biệt đáng kể về hiệu quả tài chính. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Thứ ba, đối với tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLR), giả thuyết đặt ra mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả tài chính. Kết quả thực nghiệm chỉ xác nhận tác động ngược chiều đến ROA, trong khi không có ý nghĩa đối với ROE và NIM. Điều này có thể do dự phòng rủi ro ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận kế toán (làm giảm ROA), nhưng ROE còn chịu tác động của cấu trúc vốn và đòn bẩy tài chính, còn NIM chủ yếu phản ánh chênh lệch lãi suất, nên mức độ nhạy cảm khác nhau.

Thứ tư, giả thuyết nghiên cứu kỳ vọng tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOAN) có tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính. Tuy nhiên, kết quả thực nghiệm cho thấy LOAN chỉ có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đối với ROE, không có ý nghĩa đối với ROA và lại tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đối với NIM. Sự khác biệt này phản ánh đặc thù hoạt động ngân hàng trong bối cảnh cạnh tranh lãi suất và áp lực chi phí vốn gia tăng, khi việc mở rộng tín dụng có thể buộc ngân hàng phải điều chỉnh lãi suất cho vay theo hướng giảm biên lợi nhuận để giữ thị phần, từ đó làm thu hẹp NIM. Đồng thời, tăng trưởng tín dụng nếu không đi kèm với cải thiện chất lượng tài sản có thể làm gia tăng rủi ro và chi phí dự phòng, khiến hiệu quả sử dụng tổng tài sản không cải thiện tương ứng. Trong khi đó, ROE vẫn được cải thiện nhờ hiệu ứng đòn bẩy tài chính và khả năng gia tăng lợi nhuận trên nền vốn chủ sở hữu. Điều này cho thấy tác động của LOAN đến hiệu quả tài chính không hoàn toàn tuyến tính như giả thuyết ban đầu, mà phụ thuộc đáng kể vào cấu trúc lãi suất, chất lượng tín dụng và năng lực quản trị rủi ro của từng ngân hàng.

Đối với các biến vĩ mô như tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát (CPI), nếu kết quả không đạt ý nghĩa thống kê hoặc khác kỳ vọng, có thể lý giải do môi trường kinh tế vĩ mô giai đoạn nghiên cứu tương đối ổn định và chịu sự điều tiết mạnh từ chính sách tiền tệ, làm giảm mức độ tác động phân hóa giữa các ngân hàng.

Nhìn chung, sự khác biệt giữa giả thuyết và kết quả thực nghiệm phản ánh đặc điểm cấu trúc của hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam, cũng như vai trò điều tiết của môi trường vĩ mô và năng lực quản trị nội tại của từng ngân hàng. Điều này cho thấy các mối quan hệ lý thuyết cần được kiểm định trong bối cảnh cụ thể của từng quốc gia và giai đoạn nghiên cứu

• Tóm tắt Chương 4

Chương 4 trình bày kết quả ước lượng hồi quy, kiểm định giả thuyết và phân tích mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính ngân hàng giai đoạn 2012–2024. Kết quả cho thấy hướng tác động của các nhân tố, làm cơ sở cho các khuyến nghị ở chương tiếp theo.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Chương này tổng hợp những kết quả chính thu được từ quá trình phân tích mô hình trong chương trước, qua đó làm rõ các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam. Trên cơ sở các phát hiện nghiên cứu, người viết đề xuất một số khuyến nghị nhằm góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động tài chính của các ngân hàng trong thời gian tới. Cuối chương, nghiên cứu cũng trình bày những Giới hạn còn tồn tại và đề xuất định hướng nghiên cứu tiếp theo để hoàn thiện hơn trong các nghiên cứu tương lai.

5.1. Kết luận

Trong bối cảnh hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam ngày càng chịu sức ép từ quá trình hội nhập kinh tế quốc tế, việc nghiên cứu hiệu quả tài chính không chỉ có ý nghĩa học thuật mà còn mang tính thực tiễn cao. Hiệu quả tài chính được xem là chỉ báo quan trọng phản ánh năng lực hoạt động, khả năng cạnh tranh và mức độ bền vững của ngân hàng. Xuất phát từ đó, luận văn tập trung trả lời ba câu hỏi nghiên cứu chính.

• Nhân tố nào ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần?

Các nhân tố ảnh hưởng bao gồm cả yếu tố nội tại và yếu tố vĩ mô. Yếu tố nội tại: quy mô ngân hàng (SIZE), chất lượng tài sản cố định (FATA), dự phòng rủi ro cho vay (LLR), tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR), tỷ lệ nợ khó đòi (NPL), tỷ lệ cho vay (LOAN) và tính thanh khoản (LIQ). Yếu tố vĩ mô: tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát (CPI).

Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến hiệu quả tài chính như thế nào?

• ROA: LLR và CIR có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê, trong khi GDP tác động cùng chiều; các biến SIZE, FATA, NPL, LOAN, LIQ và CPI không có ý nghĩa thống kê.
• ROE: CIR tác động ngược chiều và LOAN tác động cùng chiều (mức ý nghĩa 10%), đồng thời GDP cũng có tác động cùng chiều; các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.
• NIM: LOAN tác động ngược chiều và GDP tác động cùng chiều (đều có ý nghĩa thống kê), trong khi các biến SIZE, FATA, LLR, CIR, NPL, LIQ và CPI không cho thấy ảnh hưởng đáng kể.

Các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam nên làm gì để gia tăng hiệu quả tài chính trong tương lai?

• Kiểm soát chi phí hoạt động và nâng cao hiệu quả quản trị: Tập trung giảm tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) – nhân tố có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đến ROA và ROE – thông qua tối ưu hóa quy trình, chuyển đổi số và nâng cao hiệu quả vận hành, qua đó cải thiện trực tiếp khả năng sinh lời.
• Quản trị rủi ro tín dụng và dự phòng hợp lý: Kiểm soát chặt chẽ chất lượng tín dụng và mức trích lập dự phòng (LLR), vì LLR có ảnh hưởng tiêu cực đến ROA; đồng thời nâng cao năng lực thẩm định và giám sát sau cho vay nhằm hạn chế áp lực suy giảm lợi nhuận.
• Điều hành chính sách tín dụng cân bằng: Mở rộng tín dụng có chọn lọc do LOAN tác động tích cực đến ROE nhưng tiêu cực đến NIM; vì vậy cần tối ưu cấu trúc tài sản – nguồn vốn và kiểm soát chi phí vốn để tránh thu hẹp biên lãi ròng.
• Tận dụng tăng trưởng kinh tế và quản trị thận trọng yếu tố vĩ mô: Chủ động khai thác cơ hội từ tăng trưởng GDP – yếu tố có tác động tích cực đến cả ROA, ROE và NIM – đồng thời duy trì quản trị thận trọng trước biến động lạm phát và các yếu tố vĩ mô khác vốn chưa cho thấy tác động trực tiếp đáng kể trong mô hình.

Trên cơ sở các phát hiện thực nghiệm, luận văn sẽ tiếp tục đưa ra một số khuyến nghị chính sách và quản trị cụ thể nhằm nâng cao hiệu quả tài chính của hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam, nội dung này sẽ được trình bày chi tiết trong phần tiếp theo của luận văn.

5.2. Các khuyến nghị Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

• Về quy mô ngân hàng (SIZE)

Kết quả hồi quy cho thấy quy mô ngân hàng (SIZE) không có ý nghĩa thống kê đối với ROA, ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Mặc dù hệ số ước lượng thể hiện dấu tác động khác nhau giữa các mô hình, song đều không đạt mức ý nghĩa thống kê, cho thấy chưa có bằng chứng thực nghiệm khẳng định việc mở rộng quy mô giúp cải thiện hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam.

Do đó, các ngân hàng không nên xem tăng trưởng quy mô là mục tiêu tự thân để nâng cao hiệu quả sinh lời, mà cần tập trung vào nâng cao chất lượng tài sản, hiệu quả sử dụng vốn và kiểm soát chi phí hoạt động. Việc tăng vốn điều lệ, mở rộng mạng lưới hay gia tăng tổng tài sản cần gắn với cải thiện năng suất quản trị và hiệu quả vận hành nhằm tránh tình trạng quy mô tăng nhưng hiệu quả không cải thiện tương ứng.

Tóm lại, mở rộng quy mô chỉ thực sự mang lại lợi ích khi đi kèm với nâng cao hiệu quả quản trị và chất lượng tăng trưởng. Chiến lược phát triển bền vững của ngân hàng nên hướng đến tối ưu hóa cấu trúc tài sản – nguồn vốn và năng lực cạnh tranh cốt lõi, thay vì chạy theo mục tiêu tăng trưởng quy mô mang tính hình thức.

• Về chất lượng tài sản (FATA)

Kết quả hồi quy cho thấy biến FATA không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba chỉ tiêu hiệu quả tài chính là ROA, ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Mặc dù hệ số ước lượng mang dấu âm ở một số mô hình, song đều không đạt mức ý nghĩa thống kê, cho thấy chưa có bằng chứng thực nghiệm khẳng định tỷ trọng tài sản cố định ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam. Điều này hàm ý rằng mức độ đầu tư vào tài sản cố định trong mẫu nghiên cứu chưa tạo ra sự khác biệt đáng kể về khả năng sinh lời giữa các ngân hàng.

Tuy nhiên, về mặt quản trị, ngân hàng vẫn cần kiểm soát hợp lý tỷ trọng tài sản cố định nhằm bảo đảm cân đối giữa đầu tư cơ sở hạ tầng và phân bổ vốn cho hoạt động sinh lời cốt lõi. Việc đầu tư vào công nghệ, hệ thống vận hành và hạ tầng cần gắn với mục tiêu nâng cao năng suất và giảm chi phí, thay vì gia tăng tài sản mang tính hình thức. Do đó, quản lý tài sản cố định hiệu quả, minh bạch và phù hợp với chiến lược kinh doanh vẫn là điều kiện cần để duy trì nền tảng tài chính ổn định và tăng trưởng bền vững. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

• Về dự phòng rủi ro tín dụng (LLR)

Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLR) có mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ROA, trong khi không có ý nghĩa thống kê đối với ROE và NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này phản ánh rằng việc gia tăng trích lập dự phòng làm giảm lợi nhuận trên tổng tài sản do chi phí dự phòng được ghi nhận trực tiếp vào chi phí hoạt động, song chưa đủ bằng chứng để khẳng định tác động rõ rệt đến lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu hay biên lãi ròng.

Dự phòng rủi ro tín dụng vừa là công cụ bảo đảm an toàn hệ thống vừa là yếu tố làm suy giảm lợi nhuận ngắn hạn, do đó cần được điều hành ở mức hợp lý. Ngân hàng nên nâng cao chất lượng thẩm định tín dụng, kiểm soát chặt chẽ nợ xấu nhằm hạn chế áp lực trích lập dự phòng; đồng thời xây dựng chính sách dự phòng phù hợp với chu kỳ kinh tế và mức độ rủi ro danh mục tín dụng, tránh tình trạng trích lập quá mức gây ảnh hưởng đến hiệu quả sử dụng tài sản.

Tóm lại, việc quản trị LLR cần hướng đến mục tiêu cân bằng giữa an toàn và sinh lời. Trích lập dự phòng hợp lý giúp củng cố nền tảng tài chính và ổn định hoạt động lâu dài, nhưng cần được kiểm soát hiệu quả để hạn chế tác động tiêu cực đến ROA và bảo đảm tăng trưởng bền vững của ngân hàng.

• Về tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Kết quả ước lượng cho thấy tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) có mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ROA và ROE, trong khi không có ý nghĩa thống kê đối với NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này hàm ý rằng khi CIR gia tăng, hiệu quả sinh lời trên tổng tài sản và vốn chủ sở hữu suy giảm rõ rệt do chi phí hoạt động tăng nhanh hơn tốc độ tạo thu nhập; tuy nhiên, tác động của CIR đến biên lãi ròng chưa đủ bằng chứng thống kê để khẳng định.

Trên cơ sở đó, để nâng cao hiệu quả tài chính, các ngân hàng thương mại cổ phần cần ưu tiên kiểm soát và tối ưu hóa CIR thông qua các giải pháp quản trị chi phí mang tính cấu trúc. Cụ thể: đẩy mạnh chuyển đổi số nhằm tự động hóa quy trình, giảm chi phí giao dịch và chi phí nhân sự; tái cấu trúc mô hình tổ chức theo hướng tinh gọn, nâng cao năng suất lao động; dịch chuyển sang mô hình ngân hàng số và kênh phân phối trực tuyến nhằm giảm chi phí vận hành chi nhánh truyền thống; và tăng tỷ trọng thu nhập ngoài lãi, đặc biệt từ dịch vụ có hàm lượng công nghệ cao và biên lợi nhuận tốt.

Tóm lại, kiểm soát hiệu quả CIR là điều kiện quan trọng để cải thiện ROA và ROE, đồng thời củng cố năng lực cạnh tranh và khả năng tích lũy vốn của ngân hàng trong dài hạn. Việc duy trì CIR ở mức hợp lý không chỉ phản ánh chất lượng quản trị chi phí mà còn là nền tảng cho tăng trưởng bền vững của hệ thống ngân hàng.

• Về tỷ lệ nợ xấu (NPL)

Kết quả ước lượng cho thấy tỷ lệ nợ xấu (NPL) có mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ROA và ROE, trong khi không có ý nghĩa thống kê đối với NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này cho thấy khi tỷ lệ nợ xấu gia tăng, khả năng sinh lời trên tổng tài sản và vốn chủ sở hữu của ngân hàng suy giảm đáng kể do gia tăng chi phí dự phòng, chi phí xử lý nợ và suy giảm thu nhập lãi thực tế; tuy nhiên, tác động trực tiếp của NPL đến biên lãi ròng chưa được khẳng định về mặt thống kê.

Trên phương diện quản trị, kiểm soát và giảm thiểu NPL vẫn là điều kiện tiên quyết để nâng cao hiệu quả tài chính. Ngân hàng cần nâng cao chất lượng thẩm định tín dụng, tăng cường giám sát sau cho vay, chủ động tái cơ cấu các khoản vay có dấu hiệu suy giảm chất lượng và đẩy mạnh xử lý tài sản bảo đảm. Đồng thời, việc ứng dụng các mô hình chấm điểm tín dụng, phân tích dữ liệu lớn và hệ thống cảnh báo sớm rủi ro sẽ góp phần hạn chế phát sinh nợ xấu mới và cải thiện chất lượng danh mục cho vay.

Tóm lại, mặc dù NPL không cho thấy tác động có ý nghĩa thống kê đến NIM, nhưng ảnh hưởng tiêu cực rõ rệt đến ROA và ROE khẳng định vai trò trung tâm của quản trị rủi ro tín dụng trong việc nâng cao hiệu quả tài chính. Do đó, chiến lược kiểm soát nợ xấu cần được triển khai đồng bộ, gắn với quản trị danh mục tín dụng và năng lực phân tích rủi ro nhằm bảo đảm tăng trưởng an toàn và bền vững của ngân hàng. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

• Về khoản vay (LOAN)

Kết quả ước lượng cho thấy tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOAN) có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ROA và ROE, trong khi không có ý nghĩa thống kê đối với NIM trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này cho thấy việc gia tăng tỷ trọng cho vay trong cơ cấu tài sản góp phần cải thiện hiệu quả sinh lời trên tài sản và vốn chủ sở hữu, do tín dụng vẫn là hoạt động tạo thu nhập chủ yếu của ngân hàng. Tuy nhiên, tác động đến biên lãi ròng chưa đủ bằng chứng thống kê để khẳng định sự khác biệt rõ rệt. Hàm ý quản trị đặt ra là các ngân hàng thương mại cổ phần cần khai thác hợp lý dư địa tăng trưởng tín dụng gắn với kiểm soát chất lượng tài sản. Việc mở rộng cho vay cần đi đôi với nâng cao tiêu chuẩn thẩm định, phân tán rủi ro theo ngành và phân khúc khách hàng, đồng thời ưu tiên các lĩnh vực có khả năng sinh lời và mức độ rủi ro phù hợp. Bên cạnh đó, cần phát triển song song nguồn thu ngoài lãi nhằm giảm phụ thuộc quá mức vào tín dụng truyền thống và tăng tính ổn định của cơ cấu thu nhập.

Tóm lại, gia tăng tỷ lệ cho vay có thể là động lực cải thiện ROA và ROE nếu được quản trị hiệu quả. Do đó, chiến lược tín dụng cần được triển khai theo hướng tăng trưởng có chọn lọc, cân đối giữa mục tiêu sinh lời và yêu cầu an toàn vốn, qua đó tạo nền tảng vững chắc cho hiệu quả tài chính bền vững của ngân hàng.

• Về thanh khoản (LIQ)

Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ thanh khoản (LIQ) có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam, khẳng định vai trò then chốt của thanh khoản trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động ngân hàng. Điều này cho thấy việc duy trì mức thanh khoản hợp lý không chỉ giúp ngân hàng đảm bảo khả năng chi trả mà còn góp phần cải thiện hiệu quả sử dụng vốn. Trên cơ sở đó, các ngân hàng cần tuân thủ chặt chẽ các tỷ lệ an toàn thanh khoản, chủ động điều chỉnh cơ cấu nguồn vốn và danh mục tài sản theo hướng cân đối giữa khả năng sinh lời và an toàn. Đồng thời, cần đa dạng hóa sản phẩm và thị trường, kết hợp xây dựng hệ thống dự báo và giám sát rủi ro thanh khoản nhằm nâng cao năng lực ứng phó trước các biến động của thị trường tài chính.

Tóm lại, việc quản trị thanh khoản hiệu quả là yếu tố quan trọng giúp các ngân hàng thương mại cổ phần nâng cao hiệu quả tài chính và duy trì sự ổn định, bền vững trong dài hạn.

5.3. Giới hạn của đề tài và hướng nghiên cứu Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

Mặc dù nghiên cứu đã xác định được các nhân tố có ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết tại Việt Nam, song vẫn còn một số Giới hạn nhất định cần được xem xét để làm cơ sở cho các nghiên cứu tiếp theo.

Trước hết, mô hình nghiên cứu chỉ tập trung vào một số biến độc lập đại diện, trong khi còn nhiều yếu tố khác có thể ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả tài chính của ngân hàng, chẳng hạn như trình độ quản trị rủi ro, mức độ cạnh tranh trong ngành, trình độ công nghệ, hoặc chiến lược phát triển bền vững. Việc chưa đưa các biến này vào mô hình có thể dẫn đến thiếu sót trong việc phản ánh đầy đủ bản chất của hiệu quả tài chính trong môi trường ngân hàng hiện đại.

Hơn nữa, phạm vi nghiên cứu chỉ giới hạn ở các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết và trong một khoảng thời gian cụ thể, do đó tính đại diện và khả năng khái quát hóa kết quả vẫn còn Giới hạn. Mẫu nghiên cứu chưa bao phủ các ngân hàng chưa niêm yết, ngân hàng nước ngoài hoạt động tại Việt Nam hoặc các tổ chức tín dụng phi ngân hàng, từ đó có thể bỏ sót những xu hướng hoặc đặc điểm đáng lưu ý.

Với các Giới hạn trên, hướng nghiên cứu trong tương lai nên tập trung vào việc mở rộng quy mô mẫu và kéo dài chuỗi dữ liệu thời gian để đảm bảo tính toàn diện và độ tin cậy cao hơn. Đồng thời, nên bổ sung thêm các biến phản ánh yếu tố nội sinh và ngoại sinh, cũng như các chỉ tiêu định tính liên quan đến quản trị, công nghệ, năng lực cạnh tranh, mức độ chuyển đổi số và chất lượng dịch vụ khách hàng. Việc kết hợp các yếu tố vĩ mô như chính sách tiền tệ, lạm phát, tăng trưởng GDP cũng sẽ giúp mô hình nghiên cứu phản ánh sát hơn tác động của môi trường kinh tế đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.

Bên cạnh đó, các khuyến nghị được đưa ra trong nghiên cứu chủ yếu xoay quanh những nhân tố đã được kiểm chứng thông qua mô hình định lượng. Điều này là cơ sở quan trọng để các nghiên cứu sau có thể mở rộng phạm vi đề xuất, xây dựng các giải pháp chiến lược có tính hệ thống và toàn diện hơn nhằm nâng cao hiệu quả tài chính cho ngành ngân hàng Việt Nam trong giai đoạn tới.

• Tóm tắt Chương 5

Chương này tổng hợp và đánh giá toàn diện các kết quả nghiên cứu đã đạt được, làm rõ những đóng góp lý luận và thực tiễn của đề tài, đồng thời chỉ ra các Giới hạn còn tồn tại trong quá trình thực hiện nghiên cứu. Trên cơ sở đó, người viết đề xuất một số khuyến nghị cụ thể đối với các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam nhằm cải thiện và nâng cao hiệu quả tài chính trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng gia tăng. Bên cạnh đó, chương này cũng mở ra những định hướng nghiên cứu tiếp theo, nhằm khắc phục các điểm Giới hạn và mở rộng phạm vi nghiên cứu trong tương lai, qua đó góp phần hoàn thiện hơn các mô hình phân tích hiệu quả tài chính trong lĩnh vực ngân hàng. Luận văn: KQNC đến hiệu quả tài chính của các NH thương mại.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:  

===>>> Luận văn: Ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng

Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 Chuyên cung cấp dịch vụ làm luận văn thạc sĩ, báo cáo tốt nghiệp, khóa luận tốt nghiệp, chuyên đề tốt nghiệp và Làm Tiểu Luận Môn luôn luôn uy tín hàng đầu. Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 luôn đặt lợi ích của các bạn học viên là ưu tiên hàng đầu. Rất mong được hỗ trợ các bạn học viên khi làm bài tốt nghiệp. Hãy liên hệ ngay Dịch Vụ Viết Luận Văn qua Website:  https://hotrovietluanvan.com/ – Hoặc Gmail: hotrovietluanvan24@gmail.com