Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH hay nhất năm 2024 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: Ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần 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 các biến nghiên cứu

Bảng  4.1 Thống kê mô tả các biến

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17 Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Bảng 4.1 cho thấy, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROEit) của ngân hàng có giá trị trung bình là 10,61%, tuy nhiên biên độ dao động lớn với giá trị nhỏ nhất là 0,00% và giá trị lớn nhất là 26,80%. Với tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROAit) của ngân hàng với giá trị trung bình 0,86%, giá trị nhỏ nhất là 0,00% và giá trị lớn nhất là 3,20%. Tương tự với tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản có sinh lời (NIMit) của ngân hàng với giá trị trung bình 0,86%, giá trị nhỏ nhất là 0,00% và giá trị lớn nhất là 3,20%.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của ngân hàng (CAPit) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 18,87%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các ngân hàng. Một số ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn rất thấp, chỉ đạt 3,80% nhưng có những ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn cao, đạt 19,40%.

Quy mô ngân hàng, đo lường bởi giá trị logarit tự nhiên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (SIZEit) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 8,45%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các ngân hàng. Một số ngân hàng có Quy mô ngân hàng rất thấp, chỉ đạt 16,69% nhưng có những ngân hàng có Quy mô ngân hàng cao, đạt 21,29%.

Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (LOANit) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 2,71%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các ngân hàng. Một số ngân hàng có Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản rất thấp, chỉ đạt 0,00% nhưng có những ngân hàng có Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản cao, đạt 10,30%.

Tỷ lệ rủi ro của ngân hàng i (RISKit) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 1,18%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các ngân hàng. Một số ngân hàng có tỷ lệ Tỷ lệ rủi ro rất thấp, chỉ đạt -1,90% nhưng có những ngân hàng có tỷ lệ rủi ro cao, đạt 3,60%. Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Tốc độ tăng trưởng GDP năm t (GDPt) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 5,80%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các thời kỳ. Có thời kỳ tốc độ tăng trưởng GDP rất thấp, chỉ đạt 2,59% nhưng có những tốc độ tăng trưởng GDP cao, đạt 7,20%.

Tỷ lệ lạm phát (INFt) có giá trị trung bình trong toàn mẫu là 5,29%, nhưng mức độ chênh lệch tương đối cao giữa các thời kỳ. Có thời kỳ tỷ lệ lạm phát rất thấp, chỉ -1,72% nhưng có những thời kỳ tỷ lệ lạm phát rất cao, tới 42,30%.

Phân tích tương quan nhằm mục đích đo lường mối quan hệ giữa các biến trong mô hình. Nếu giữa các biến độc lập trong mô hình không có cặp biến nào có hệ số tương quan lớn hơn 0,8 là chấp nhận được và ngược lại xem như mô hình có thể bị hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng  4.2 Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Bảng 4.2 cho thấy tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình, có thể thấy các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0,8 (Gujarati, 2021). Như vậy khi thực hiện hồi quy, có thể kết luận các mô hình có thể sẽ không vi phạm giả thiết về đa cộng tuyến.

4.2 Kết quả nghiên cứu  Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

4.2.1 Hồi quy biến ROA 

Tác giả thực hiện hồi quy biến phụ thuộc ROAit theo các biến độc lập với phương pháp GMM. Kết quả hồi quy lần tại Bảng 4.3, cho thấy biến LOANit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 0,1700, P-value = 0,869 > 0,05, 95% khoảng tin cậy (-0,0137; 0,0162) có chứa giá trị không. Vì vậy, tác giả cần loại biến LOANit ra và chạy lần 2. Kết quả hồi quy GMM lần 2 được trình bày trong Bảng 4.4. Kết quả hồi quy lần 2, Bảng 4.4, cho thấy các biến _đều có ý nghĩa thống kê, P-value < 0,05, 95% khoảng tin cậy không chứa giá trị không.

Vì vậy, kết quả mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu nghiên cứu (Gujarati, 2021).

Bảng  4.3 Mô hình GMM của biến phụ thuộc ROAit lần 1

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Kiểm định xác định quá mức bằng kiểm đinh Sargan, chi2(19) = 19,9359; P-value > chi2 = 0,3984. Kết quả kiểm định cho thấy mô hình không bị xác định quá mức (Gujarati, 2021).

Bảng  4.4 Mô hình GMM của biến phụ thuộc ROAit lần 2

Chú thích: ROAit_L1, là biến trễ bậc 1 của biến ROAit.

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17 Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Kiểm định tương quan chuỗi bằng kiểm định Arellano–Bond, kết quả được trình bày trong Bảng 4.5. Kết quả mô hình không vi phạm giả thiết ở tương quan chuỗi bậc 2 (P-value>0,05) (Gujarati, 2021).

Bảng  4.5 Kiểm định Arellano–Bond

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Từ kết quả hồi quy tại bảng 4.5, kết quả của mô hình nghiên cứu được trình bày như sau: ROAit = – 0,1427 + 0,5240*ROAit_L1 + 0,0860*CAPit + 0,0069*SIZEit + 0,0101*DEPOSITit  – 0,0844*RISKit + 0,0005*GDPt + 0,0003 *INFt (4.1)

Dựa trên phương trình hồi quy 4.1, với độ lớn của hệ số hồi quy đại diện cho mức độ tác động của các yếu tố trong mô hình đến ROAit cho thấy: Biến ROAit_L1 có mức độ tác động lớn nhất và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,5240; Biến CARit có mức độ tác động lớn thứ hai và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,0860; Biến RISKit có mức độ tác động lớn thứ ba và ngược chiều đối với ROAit, với hệ số β = – 0,0844; Biến DEPOSITit có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,0101; Biến SIZEit có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,0069; Biến GDPt có mức độ tác động lớn thứ sáu và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,0005; Và cuối cùng, biến INFt có mức độ tác động lớn thứ bảy và cùng chiều đối với ROAit, với hệ số β = 0,0003. Cụ thể:

Biến trễ của ROAit, Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t-1 (ROAit_L1): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn nhất đến ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy KNSL của các NHTMCP Việt Nam ngoài các yếu tố trong mô hình nghiên cứu thì KNSL còn có sự ảnh hưởng của KNSL năm trước, và có độ trễ là một năm.

Yếu tố Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (CARit): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn thứ hai đến ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thiết 1 đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Rahman và c.s. (2015), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020).

Yếu tố Rủi ro tín dụng, được tính bằng tỷ lệ trích lập dự phòng trên tổng nguồn vốn ngân hàng i tại năm t (RISKit): Yếu tố có tác động ngược chiều và lớn thứ ba đến ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Yếu tố Tỷ trọng tiền gửi khách hàng trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (DEPOSITit): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020) . Nhưng lại ngược với kết quả của Saona Hoffmann (2011).

Yếu  tố Quy mô ngân hàng, được tính bằng logarit tự nhiên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (SIZEit): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015).

Yếu tố Tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam tại năm t (GDPt): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ sáu và cùng chiều đối với ROAit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Rahman và c.s. (2015).

Yếu tố Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam tại năm t (INFt): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ bảy và cùng chiều đối với ROAit với mức ý nghĩa 1%.

Với số liệu nghiên cứu trong bài, nghiên cứu không tìm thấy kết quả có ý nghĩa thống kê của yếu tố Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (LOANit), không có mối quan hệ thống kê có ý nghĩa đối với biến ROAit trong mô hình nghiên cứu.

4.2.2 Hồi quy biến ROE Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Tương tự các bước giống hồi qui biến phụ thuộc là ROAit, tác giả sử dụng hồi quy GMM hệ thống để khắc phục các vi phạm giả thiết của mô hình REM.

Kết quả hồi quy GMM lần 1 được trình bày trong Bảng 4.6

Bảng  4.6 Mô hình GMM của biến phụ thuộc ROEit lần 1

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Kết quả hồi quy lần 1, Bảng 4.6, cho thấy biến CAPit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 1,0100, P-value = 0,3140 > 0,05, 95% khoảng tin cậy (-0.2781; 0.0894) có chứa giá trị không; biến LOANit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 1,9000, P-value = 0,058 > 0,050, 95% khoảng tin cậy (-0.0041; 0.2475) có chứa giá trị không; biến RISKit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 1,7100, P-value = 0,0880 > 0,050, 95% khoảng tin cậy (-3.4567; 0.2388) có chứa giá trị không. Vì vậy, tác giả cần loại biến CAPit, biến LOANit, biến  RISKit ra và chạy lần 2.

Kết quả hồi quy GMM lần 2 được trình bày trong Bảng 4.15 cho thấy  các biến đều có ý nghĩa thống kê, P-value < 0,05, 95% khoảng tin cậy không chứa giá trị không. Vì vậy, kết quả mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu nghiên cứu (Gujarati, 2021).

Kiểm định xác định quá mức bằng kiểm đinh Sargan, chi2(19) = 21,8151; P-value > chi2 = 0,2936. Kết quả kiểm định cho thấy mô hình không bị xác định quá mức (Gujarati, 2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Bảng  4.7 Mô hình GMM của biến phụ thuộc ROEit lần 2

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Kiểm định tương quan chuỗi bằng kiểm định Arellano–Bond, kết quả được trình bày trong Bảng 4.8. Kết quả mô hình không vi phạm giả thiết ở tương quan chuỗi bậc 2 (P-value>0,05) (Gujarati, 2021).

Bảng  4.8 Kiểm định Arellano–Bond

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Từ kết quả hồi quy tại bảng 4.7, mô hình nghiên cứu được trình bày như sau:

ROEit = 0,0047 + 0,4915*ROEit_L1 + 0,0548*CAPit + 0,0047*SIZEit + 0,0018*DEPOSITit + 0,4915*GDPt + 0,0548*INFt (4.2)

Chú thích: ROEit_L1, là biến trễ bậc 1 của biến ROEit. Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Dựa trên phương trình hồi quy 4.2, với độ lớn của hệ số hồi quy đại diện cho mức độ tác động của các yếu tố trong mô hình đến ROEit cho thấy: Biến RISKit có mức độ tác động lớn nhất và ngược chiều đối với ROEit, với hệ số β = – 1,0123; Biến ROEit_L1 và biến GDPt có mức độ tác động lớn thứ hai và cùng chiều đối với ROEit, với hệ số β = 0,4915; Biến CARit và biến INFt có mức độ tác động lớn thứ ba và cùng chiều đối với ROEit, với hệ số β = 0,0548; Biến SIZEit có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với ROEit, với hệ số β = 0,0047; Biến DEPOSITit có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với ROEit, với hệ số β = 0,0018.

Yếu tố Rủi ro tín dụng, được tính bằng tỷ lệ trích lập dự phòng trên tổng nguồn vốn ngân hàng i tại năm t (RISKit): Yếu tố có tác động ngược chiều và lớn thứ nhất đến ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thiết 5 đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021).

Biến trễ của ROEit, Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu của ngân hàng i tại năm t-1 (ROEit_L1): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn thư hai đến ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy KNSL của các NHTMCP Việt Nam ngoài các yếu tố trong mô hình nghiên cứu thì KNSL còn có sự ảnh hưởng của KNSL năm trước được đo lường bằng ROE, và có độ trễ là một năm.

Yếu tố Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (CARit): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn thứ ba đến ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thiết đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021), tuy nhiên kết quả này lại trái ngược với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thành Đạt (2021).

Yếu tố Tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam tại năm t (GDPt): Cùng với ROEit_L1, yếu tố này có mức độ tác động cũng lớn thứ hai và cùng chiều đối với ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Hassan & Bashi, (2003), Rahman và c.s. (2015), Nguyễn Thành Đạt (2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Yếu tố Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam tại năm t (INFt): Cùng với CARit  yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ ba và cùng chiều đối với ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Gul và c.s. (2011); Rahman và c.s. (2015), Nguyễn Thành Đạt (2021).

Yếu  tố Quy mô ngân hàng, được tính bằng logarit tự nhiên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (SIZEit): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021). Nhưng lại ngược với kết quả của Ben Naceur & Goaied (2008), Nguyễn Thành Đạt (2021).

Yếu tố Tỷ trọng tiền gửi khách hàng trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (DEPOSITit): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với ROEit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Ayalew (2021).  

Nghiên cứu không tìm thấy kết quả có ý nghĩa thống kê của yếu tố Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (LOANit), không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê đối với biến ROEit trong mô hình nghiên cứu.

4.2.3 Hồi quy biến NIM

Tương tự với cách xử lý dữ liệu với biến phụ thuộc là ROAit, ROEit, ở mô hình hồi quy biến NIM này tác giả cũng sử dụng hồi quy GMM . Kết quả được trình bày trong Bảng 4.9.

Bảng  4.9 Mô hình GMM của biến phụ thuộc NIMit lần 1

Chú thích: NIMit_L1, là biến trễ bậc 1 của biến NIMit.

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17 Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Kết quả hồi quy lần 1, Bảng 4.9, cho thấy biến LOANit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 0,9000, P-value = 0,3700 > 0,05, 95% khoảng tin cậy (-0,0220; 0,0082) có chứa giá trị không; biến DEPOSITit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 0,2900,  P-value = 0,5560 > 0,05, 95% khoảng tin cậy (-0,0110; 0,0059) có chứa giá trị không; biến RISKit không có ý nghĩa thống kê, giá trị tuyệt đối của thống kê Z = 0,7200, P-value = 0,4730 > 0,05, 95% khoảng tin cậy (-0,0427; 0,0921) có chứa giá trị không. Vì vậy, tác giả cần loại các biến LOANit, DEPOSITit, RISKit, và chạy lần 2.

Kết quả hồi quy GMM lần 2 được trình bày trong bảng 4.10.

Bảng  4.10 Mô hình GMM của biến phụ thuộc NIMit lần 2

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Kết quả hồi quy lần 2, Bảng 4.10, cho thấy các biến _đều có ý nghĩa thống kê, P-value < 0,05, 95% khoảng tin cậy không chứa giá trị không (Gujarati, 2021).

Vì vậy, kết quả mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.

Kiểm định xác định quá mức bằng kiểm đinh Sargan, chi2(19) = 20,3686; P-value > chi2 = 0,3727. Kết quả kiểm định cho thấy mô hình không bị xác định quá mức (Gujarati, 2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Kiểm định tương quan chuỗi bằng kiểm định Arellano–Bond, kết quả được trình bày trong Bảng 4.11. Kết quả mô hình không vi phạm giả thiết ở tương quan chuỗi bậc 2 (P-value>0,05).

Bảng  4.11 Kiểm định Arellano–Bond

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

Từ kết quả hồi quy của mô hình nghiên cứu được trình bày như sau: NIMit = – 0,1055 + 0,5614*NIMit_L1 + 0,1465*CAPit + 0,0053*SIZEit + 0,0007*GDPt + 0,0006*INFt (4.3)

Dựa trên phương trình hồi quy 4.3, với độ lớn của hệ số hồi quy đại diện cho mức độ tác động của các yếu tố trong mô hình đến NIMit cho thấy: Biến NIMit_L1 có mức độ tác động lớn nhất và cùng chiều đối với NIMit, với hệ số β = 0,5614; Biến CARit có mức độ tác động lớn thứ hai và cùng chiều đối với NIMit, với hệ số β = 0,1465; Biến SIZEit có mức độ tác động lớn thứ ba và cùng chiều đối với NIMit, với hệ số β = 0,0053; Biến GDPt có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với NIMit, với hệ số β = 0,0007; Và cuối cùng, biến INFt có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với NIMit, với hệ số β = 0,0006.

Biến trễ của NIMit, Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t-1 (NIMit_L1): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn nhất đến NIMit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy KNSL của các NHTMCP Việt Nam ngoài các yếu tố trong mô hình nghiên cứu thì KNSL còn có sự ảnh hưởng của KNSL năm trước được đo lường bằng NIM, và có độ trễ là một năm.

Yếu tố Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (CARit): Yếu tố này có tác động cùng chiều và lớn thứ hai đến NIMit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thiết đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021).

Yếu  tố Quy mô ngân hàng, được tính bằng logarit tự nhiên tổng tài sản của ngân hàng i tại năm t (SIZEit): Kết quả này phù hợp với kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020), nhưng lại ngược với kết quả của Ayalew (2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Yếu tố Tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam tại năm t (GDPt): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ tư và cùng chiều đối với NIMit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021).

Yếu tố Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam tại năm t (INFt): Yếu tố này có mức độ tác động lớn thứ năm và cùng chiều đối với NIMit với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả của Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021).

Nghiên cứu không tìm thấy kết quả có ý nghĩa thống kê của yếu tố Yếu tố Rủi ro tín dụng, được tính bằng tỷ lệ trích lập dự phòng trên tổng nguồn vốn ngân hàng i tại năm t (RISKit) và yếu tố Tỷ trọng tiền gửi khách hàng trên tổng nguồn vốn của ngân hàng i tại năm t (DEPOSITit), nghiên cứu không tìm thấy có mối quan hệ thống kê có ý nghĩa của hai biến này đối với biến NIMit trong mô hình nghiên cứu. Các giả thiết 4, giả thiết 5 của nghiên cứu đối với NIMit chưa có bằng chứng thống kê để được chấp nhận.

4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu

Đối với biến phụ thuộc là ROA: Dựa trên kết quả Bảng 4.4 cho thấy rằng với biến phụ thuộc là ROA có kết quả cuối cùng cho thấy có sáu yếu tố là ROAit_L1, CAPit, SIZEit, DEPOSITit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến ROAit, và một yếu tố RISKit, có tác động ngược chiều đến ROAit của NHTM Việt Nam. Kết quả với biến phụ thuộc ROA cho thấy cấu trúc vốn có tác động cùng chiều với mức ý nghĩa là 1% với mức tác động là lớn nhất đến ROA (β= 0,5240). Thực tế hiện nay, theo thống đốc Ngân hàng Nhà nước Nguyễn Thị Hồng thì chênh lệch thu nhập – chi phí của hệ thống các tổ chức tín dụng có xu hướng tăng trong thời gian qua. Tuy nhiên, tốc độ tăng của chênh lệch thu nhập – chi phí thấp hơn tốc độ tăng của tổng tài sản và vốn chủ sở hữu nên ROA (lợi nhuận ròng trên tổng tài sản) và ROE (lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu) của hệ thống các tổ chức tín dụng giảm so với năm 2021, đạt mức 1,13% và 14,67% tại thời điểm tháng 12/2022. Kết quả này phù hợp với giả thiết  đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Rahman và c.s. (2015), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020).

Đối với biến phụ thuộc là ROE: Dựa trên kết quả Bảng 4.7 cho thấy rằng với biến phụ thuộc là ROEit có kết quả cuối cùng cho thấy có sáu yếu tố là ROEit_L1, CAPit, SIZEit, DEPOSITit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến ROEit, và một yếu tố RISKit, có tác động ngược chiều đến ROEit của NHTM Việt Nam. Kết quả với biến phụ thuộc ROE cho thấy cấu trúc vốn có tác động cùng chiều với mức ý nghĩa là 1% với mức tác động là lớn thứ hai đến ROE (β= 0,0548)  chỉ sau biến trễ của biến ROE. Cũng theo thống đốc Ngân hàng Nhà nước Nguyễn Thị Hồng thì ROE (lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu) của hệ thống các tổ chức tín dụng giảm so với năm 2021, đạt mức 1,13% và 14,67% tại thời điểm tháng 12/2022.  Kết quả này phù hợp với giả thiết đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Rahman và c.s. (2015), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020). Kết quả này phù hợp với giả thiết 1 đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Saona Hoffmann (2011), Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021), tuy nhiên kết quả này lại trái ngược với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thành Đạt (2021). Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Đối với biến phụ thuộc là NIM: Dựa trên kết quả Bảng 4.10 cho thấy rằng với biến phụ thuộc là NIM có kết quả cuối cùng cho thấy có bốn yếu tố là NIMit_L1, CAPit, SIZEit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến đến NIMit của NHTM Việt Nam. Kết quả với biến phụ thuộc NIM cho thấy cấu trúc vốn có tác động cùng chiều với mức ý nghĩa là 1% với mức tác động là lớn thứ hai đến NIM (β= 0,1465)  chỉ sau biến trễ của biến NIM. Thực tế hiện nay, chất lượng tài sản của các ngân hàng có suy giảm nhẹ với tỷ lệ nợ xấu trung bình tăng lên 1.64% vào cuối quý 3/2021 từ mức 1.49% vào cuối quý 2/2021. Ngoài ra, nợ tái cơ cấu toàn hệ thống đã tăng lên 250 ngàn tỷ đồng (2.5% tín dụng hệ thống) vào cuối tháng 11 từ mức 227 ngàn tỷ đồng vào cuối tháng 8, theo NHNN. Do đó, các ngân hàng sẽ phải cân bằng lại giữa mục tiêu tăng trưởng lợi nhuận và kiểm soát chất lượng tài sản trong bối cảnh NIM thấp hơn và khẩu vị rủi ro ngày càng tăng. Kết quả này phù hợp với giả thiết đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của Rahman và c.s. (2015), Lâm Chí Dũng & Võ Hoàng Diễm Trinh, (2020).

Kết quả này phù hợp với giả thiết đặt ra của mô hình nghiên cứu và nó cũng giống kết quả của của Rahman và c.s. (2015), Ayalew (2021).

Bảng 4.12 Tóm tắt các kết quả trong nghiên cứu

Ghi chú: *Mức ý nghĩa 10%, **Mức ý nghĩa 5%,***Mức ý nghĩa 1%.

Nguồn: Kết quả phân tích từ Stata 17

4.4 Nhận xét chung Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Kết quả hồi quy cho thấy cấu trúc vốn của các NHTM Việt Nam được thể hiện qua các kết quả của biến CAP được đo lường bằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu chia cho tổng nguồn vốn của ngân hàng, đều cho thấy có tác động cùng chiều đến KNSL của các NHTM Việt Nam. Với mức độ tác động của yếu tố cấu trúc vốn là lớn nhất đến KNSL được đo lường bằng cả ROA, ROE và NIM với hệ số hồi quy được xử lý bằng mô hình GMM lần lượt là 0,5204, 0,4915 và 0,5614 với mức ý nghĩa lần lượt và 1%.

 Kết quả này khẳng định tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn có tác động cùng chiều lên KNSL của ngân hàng, phù hợp với quan điểm thứ nhất về cấu trúc vốn có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của ngân hàng dựa trên lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyếtt tín hiệu và lý thuyết M&M. Khi ngân hàng có tỷ lệ nợ vay cao và vượt quá mức sử dụng nợ vay tối ưu thì sẽ làm tăng chi phí phá sản kỳ vọng do các yếu tố bên ngoài gây ra. Vì khi ngân hàng sẽ phải tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn để làm giảm chi phí phá sản do việc sử dụng nợ quá nhiều. Từ đó lợi nhuận cũng như hiệu quả kinh doanh của ngân hàng sẽ tăng lên. Một trạng thái cân bằng tín hiệu tồn tại trong các ngân hàng có kỳ vọng hoạt động hiệu quả hơn trong tương lai sẽ có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao hơn. Những thông tin nội bộ có thể tồn tại ở nhiều dạng và chủ yếu thể hiện kỳ vọng của các nhà quản lý về doanh thu, chi phí hoặc rủi ro trong tương lai tốt hơn là những người bên ngoài ngân hàng (Berger & Di Patti, 2006; Myers & Majluf, 1984).

Có thể thấy rằng ở mức đòn bẩy thấp, tăng nợ sẽ làm tăng lợi ích từ tấm chắn thuế và giảm chi phí đại diện của vốn cổ phần, làm gia tăng lợi nhuận và KNSL của ngân hàng. Tuy nhiên, ở mức đòn bẩy quá cao, lợi ích từ sử dụng nợ không vượt quá được chi phí sử dụng nợ và phát sinh thêm chi phí đại diện của nợ thì việc tăng nợ sẽ làm giảm KNSL của ngân hàng, nghĩa là tăng vốn chủ sở hữu sẽ làm tăng hiệu quả hoạt động. Các nghiên cứu trước về tác động của cấu trúc vốn đến KNSL của các ngân hàng Việt Nam giai đoạn từ năm 2005 đến 2013. Giai đoạn này, đòn bẩy tài chính của các ngân hàng còn nằm ở mức chấp nhận được, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn trung bình vào khoảng 17% năm 2017, giảm dần xuống còn trên 10% năm 2012 (phụ lục). Tuy nhiên, từ năm 2013 đến nay, các ngân hàng tăng cường sử dụng nợ làm tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn trung bình giảm dần và chỉ còn khoảng 7% – 6% trong giai đoạn từ năm 2017 – 2021, trong đó có ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn chỉ còn khoảng 4% (phụ lục). Chính vì vậy, với mức đòn bẩy tài chính quá cao, việc tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của ngân hàng sẽ làm tăng KNSL của ngân hàng (Jensen & Meckling, 2019).

Ngoài ra, mối tương quan dương giữa cấu trúc vốn với KNSL của NHTMCP Việt Nam cho thấy một ngân hàng có cấu trúc vốn tốt với tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn cao có thể theo đuổi các cơ hội kinh doanh hiệu quả hơn và có nhiều thời gian và tính linh hoạt để đối phó với các vấn đề phát sinh từ các khoản lỗ bất ngờ, do đó đạt được KNSL cao hơn.

Về các yếu tố khác tác động đến KNSL của ngân hàng, kết quả chạy hồi quy GMM tái khẳng định mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ tiền gửi (DEPOSIT) với KNSL của ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Mối tương quan thuận giữa tỷ lệ tiền gửi với tỷ suất sinh lợi của ngân hàng cho thấy việc tỷ lệ tiền gửi tăng làm nguồn lực cho vay của ngân hàng gia tăng. Ngoài ra, việc thu nhập chính của các NHTMCP Việt Nam chủ yếu đến từ lãi vay, do đó có thể thấy nguồn vốn dồi dào sẽ giảm áp lực về đảm bảo nguồn vốn cho vay trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam và thế giới có nhiều biến động thì việc phát sinh những khoản nợ xấu là điều không tránh khỏi, dẫn đến các khoản dự phòng trong rủi ro tín dụng tăng. Việc tăng tỷ lệ tiền gởi sẽ góp phần giúp NHTMCP Việt Nam mạnh dạn hơn trong công tác cấp vốn hơn, đem lại thu nhập về lãi nhiều hơn góp phần gia tăng KNSL cho các NHTMCP Việt Nam. Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH. 

Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô ngân hàng (SIZE) tương quan dương với KNSL trên vốn chủ sở hữu (ROE) ở mức ý nghĩa 1%. Các NHTMCP Việt Nam có thể nói là có quy mô vừa và nhỏ chiếm phần lớn, nên việc tăng quy mô ngân hàng có thể tận dụng lợi thế kinh tế theo quy mô. Trước bối cảnh tình hình ngành ngân hàng hiện nay đang diễn ra việc tái cơ cấu hệ thống ngân hàng, các ngân hàng buộc phải tiến hành hoạt động sáp nhập, tuy nhiên, nhằm mục đích tăng cường khả năng thanh khoản chứ chưa phải tăng khả năng sinh lời. Ngoài ra, việc tăng quy mô tài sản của các ngân hàng sẽ làm tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản của các ngân hàng tăng lên, có thể dẫn tới KNSL gia tăng tăng (ROA = ROE x tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản).

Kết quả thu được từ mô hình GMM lại cho thấy một số khác biệt với các nghiên cứu trước, đó là tỷ lệ cho vay (LOAN) không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba mô hình đo lường KNSL bằng ROA, ROE và NIM. nhập ròng, từ đó gia tăng hiệu quả hoạt động. Tuy nhiên, trái với hầu hết các nghiên cứu nước ngoài, tỷ lệ cho vay (LOAN) không có tác động đến KNSL của các NHTMCP Việt Nam bởi hoạt động cho vay của các ngân hàng chưa thực sự hiệu quả, nợ xấu vẫn còn tồn đọng và chưa được giải quyết triệt để. Vì thu nhập chính của các NHTMCP Việt Nam chủ yếu đến từ lãi vay, việc không thu hồi được nợ gốc và lãi sẽ không đem lại lợi nhuận cho ngân hàng.

Ngoài ra, Rủi ro ngân hàng (RISK) và Tỷ trọng tiền gửi khách hàng trên tổng nguồn vốn (DEPOSIT) có tác động trong mô hình đo lường KNSL bằng ROA, ROE tại mức ý nghĩa 1%, nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình đo lường KNSL bằng NIM; Ngoài ra, cả ba mô hình GMM đo lường KNSL bằng ROA, ROE và NIM đều cho thấy tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát (INF) đều có tác động đến KNSL của các NHTMCP Việt Nam.

Kết luận chương 4

Chương 4 đã trình bày tổng quan về các ngân hàng Việt Nam thông qua số liệu thống kê của Cục thống kê, báo cáo của NHNN, và báo các ngành từ các ngân hàng và công ty kiểm toán cho thấy các nhận định chung về thực trạng KNSL của NHTM giai đoạn từ 2010 – 2021. Trong chương này, tác giả cũng trình bày kết quả nghiên cứu định lượng, kết quả hồi qui cho thấy rằng mô hình GMM với tùy chọn khắc phục vi phạm giả thiết về phương sai sai số thay dổi và vi phạm giả thiết về tương quan chuỗi được áp dụng.

Kết quả hồi quy đối với biến ROAit, có sáu yếu tố là ROAit_L1, CAPit, SIZEit, DEPOSITit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến ROAit, và một yếu tố RISKit, có tác động ngược chiều đến ROAit của NHTM Việt Nam. Đối với biến ROEit, có sáu yếu tố là ROEit_L1, CAPit, SIZEit, DEPOSITit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến ROEit, và một yếu tố RISKit, có tác động ngược chiều đến ROEit của NHTM Việt Nam. Với biến phụ thuộc là NIMit có kết quả cuối cùng cho thấy có bốn yếu tố là NIMit_L1, CAPit, SIZEit, GDPt, và INFt có tác động cùng chiều đến đến NIMit của NHTM Việt Nam.

Từ kết quả của mô hình hồi quy trong chương 4 này sẽ là cơ sở để để tác giả đưa ra kết luận và các hàm ý chính sách trong chương 5 tiếp theo của bài nghiên cứu.

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

1. Kết luận 

Nghiên cứu này được thực hiện với mục đích kiểm định ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến KNSL của các NHTMCP Việt Nam, từ đó hướng đến mục đích đề xuất các giải pháp cụ thể dựa trên các kết quả đạt được nhằm đưa các các giải pháp nâng cao KNSL của các NHTM Việt Nam. Nghiên cứu thu thập dữ liệu gồm 27 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2010-2021 với các thông số từ BCTC đã kiểm toán, báo cáo thường niên của các NHTM Việt Nam và của ngân hàng thế giới.

Kết quả hồi qui bằng phương pháp GMM với phần mềm xử lý số liệu Stata 17 đã trả lời cho câu hỏi nghiên cứu số 1 và mục tiêu nghiên cứu số một là: cấu trúc vốn của các NHTM Việt Nam đều có tác động cùng chiều và đều có tác động lớn nhất có ý nghĩa thống kê đến KNSL, với KNSL được đo lường bằng cả ROA, ROE và NIM. Mối tương quan dương giữa cấu trúc vốn với KNSL của NHTMCP Việt Nam cho thấy một ngân hàng có cấu trúc vốn tốt với tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn cao có thể theo đuổi các cơ hội kinh doanh hiệu quả hơn và có nhiều thời gian và tính linh hoạt để đối phó với các vấn đề phát sinh từ các khoản lỗ bất ngờ, do đó đạt được KNSL cao hơn.

Về các yếu tố khác tác động đến KNSL của các ngân hàng, kết quả cũng cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ tiền gửi (DEPOSIT) với KNSL của ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%, quy mô ngân hàng (SIZE) tương quan dương với KNSL trên vốn chủ sở hữu (ROE) cũng ở mức ý nghĩa 1%. Sự khác biệt kết quả của nghiên cứu này với các nghiên cứu trước là yếu tố tỷ lệ cho vay (LOAN) không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba mô hình đo lường KNSL bằng ROA, ROE và NIM.

Rủi ro ngân hàng (RISK) và Tỷ trọng tiền gửi khách hàng trên tổng nguồn vốn (DEPOSIT) có tác động có ý nghĩa thống kê trong mô hình đo lường KNSL bằng ROA, ROE nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình đo lường KNSL bằng NIM; Ngoài ra, cả ba mô hình GMM đo lường KNSL bằng ROA, ROE và NIM đều cho thấy tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát (INF) đều có tác động đến KNSL của các NHTMCP Việt Nam.

Thứ hai, dựa trên kết quả mô hình hồi quy nghiên cứu đưa ra các hàm ý chính sách đối với các nhà quản trị các NHTM Việt Nam và đối với các cơ quan quản lý nhà nước tại mục 5.2.

2. Hàm ý chính sách Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Từ kết quả nghiên cứu, một số hàm ý chính sách được đề xuất đối với các nhà quản lý ngân hàng và các cơ quan quản lý nhà nước nhằm tăng VCSH nhằm tăng KNSL của các NHTMCP Việt Nam, bao gồm:

• Về việc tăng vốn để nâng cao năng lực tài chính, đáp ứng yêu cầu về vốn theo quy định của pháp luật và chuẩn mực quốc tế

 Vì cấu trúc vốn, đại diện bởi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn, có tác động cùng chiều đến KNSL của ngân hàng, các ngân hàng nên lựa chọn phương án phát hành thêm cổ phần trong nước hoặc nước ngoài, tăng vốn góp từ các cổ đông chiến lược hoặc chủ động giữ lại lợi nhuận nhằm gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn, dẫn đến gia tăng lợi nhuận. Nên hạn chế việc vay nợ vì tăng nợ sẽ làm giảm KNSL của ngân hàng

Việc tăng vốn chủ sở hữu trong cấu trúc vốn đã được các ngân hàng thực hiện trong thời gian qua như Vietcombank, Vietinbank (bán cổ phần cho ngân hàng nước ngoài năm 2012, 2013), BIDV (bán cổ phần cho các cổ đông hiện hữu năm 2013). Tuy nhiên, trong những năm gần đây, xu hướng gọi vốn bằng phát hành trái phiếu đang gia tăng khi hầu hết các ngân hàng Vietinbank, BIDV, HD Bank, VIB, … đều lựa chọn phát hành trái phiếu trong giai đoạn 2017 – 2021. Thêm vào đó, khi thị trường chứng khoán đang biến động mạnh như hiện nay, việc phát hành cổ phiếu cũng không hề dễ dàng. Tuy nhiên, với việc phát hành trái phiếu để gọi vốn, các ngân hàng đang tăng tỷ lệ nợ trong cấu trúc vốn của mình. Trong khuôn khổ bài nghiên cứu này, tác giả tin rằng biện pháp tăng vốn bằng nợ chỉ là giải pháp tạm thời. Về lâu dài, các ngân hàng cần phải tăng vốn chủ sở hữu mới có thể phát triển bền vững.

• Về việc gia tăng KNSL:  

Chính vì cấu trúc vốn có tác động cùng chiều đến ROA, ROE và NIM nên các NHTMCP Việt Nam nên duy trì một cấu trúc vốn hợp lý, trong đó nên gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn để tăng hiệu quả hoạt động. Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô ngân hàng có tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động, cụ thể là tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu nên các ngân hàng nên tăng quy mô để có thể tận dụng được lợi thế kinh tế theo quy mô.

Việc tăng quy mô tài sản cũng giúp ngân hàng có thể đa dạng hoá các hoạt động tài chính, đưa ra nhiều loại hình sản phẩm, dịch vụ, từ đó đạt được nhiều lợi thế trong cạnh tranh. Tuy nhiên, tăng quy mô tài sản nên xuất phát từ tăng vốn chủ sở hữu, hạn chế việc vay nợ. Ngoài ra, các ngân hàng khi tăng quy mô cần chú ý đến phát triển nguồn nhân lực có số lượng và trình độ tương ứng, có khả năng quản lý tốt rủi ro, đồng thời ban lãnh đạo phải có năng lực quản trị điều hành tốt để quản lý tốt nguồn nhân lực, tránh tình trạng gặp rủi ro về con người. Cụ thể cần lưu ý các vấn đề:

• Thứ nhất, tăng vốn, nâng cao năng lực tài chính cần song song với kiểm soát chặt chẽ chất lượng danh mục tín dụng.
• Thứ hai, nâng cao hiệu quả kinh doanh và chuyển đổi mô hình kinh doanh, tăng tỷ trọng thu nhập từ hoạt động dịch vụ phi tín dụng trong tổng thu nhập Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.
• Thứ ba, ứng dụng mạnh mẽ các thành tựu cách mạng công nghiệp 4.0 để hiện 4 đại hóa ngân hàng.
• Thứ tư, đầu tư mạnh mẽ cho phát triển nguồn nhân lực, đặc biệt là nhân lực thích ứng với chuyển đổi số. Nâng cao năng lực quản trị điều hành, tiếp tục hướng đến các tiêu chuẩn quản trị rủi ro cao hơn.

Tỷ lệ tiền gửi có tác động cùng chiều đến KNSL của ngân hàng. Do đó việc gia tăng tỷ lệ tiền gửi là việc cần thiết để gia tăng KNSL của các ngân hàng. Tuy nhiên, tín dụng luôn là hoạt động mang lại nguồn thu nhập chính và chủ yếu đối với hầu hết các NHTMCP Việt Nam, nên các ngân hàng vẫn chạy đua huy động vốn để đảm bảo có nguồn tài trợ cho các hoạt động tín dụng. Việc chuyển dịch mô hình kinh doanh theo hướng tăng thu nhập từ các hoạt động phi tín dụng, mở rộng các hoạt động dịch vụ nhằm đa dạng hoá nguồn thu sẽ giảm bớt sự phụ thuộc vào hoạt động tín dụng, từ đó giảm áp lực huy động vốn cho các ngân hàng. Cụ thể:

• Cần đẩy mạnh chương trình kết nối ngân hàng – doanh nghiệp;
• Tập trung vốn tín dụng đầu tư cho vay lĩnh vực sản xuất hàng xuất khẩu, các doanh nghiệp nhỏ và vừa, các dự án, phương án sản xuất kinh doanh có hiệu quả;
• Đảm bảo đáp ứng tốt nhu cầu vốn vay cho cá nhân và doanh nghiệp

3/ Những điểm còn hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo

Trước những biến động của tình hình dịch bệnh Covid19,  Tác giả ở một số quốc gia đã tiến hành nghiên cứu KNSL của các NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, ở Việt Nam, đề tài nghiên cứu theo chủ đề này trong giai đoạn 2005-2021 còn rất hạn chế. Vì vậy, tác giả cũng không tránh khỏi những khó khăn và hạn chế trong quá trình nghiên cứu.

Như đã trình bày trong phần phạm vi nghiên cứu, nghiên cứu chỉ tập trung nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến KNSL là Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn, Quy mô ngân hàng, Tỷ lệ cho vay ngân hàng, Tỷ trọng tiền gửi khách ngân hàng hàng, Rủi ro tín dụng ngân hàng, Tốc độ tăng trưởng GDP và Tỷ lệ lạm phát . Nhưng trên thực tế, có nhiều yếu tố tác động đến KNSL của các NHTM Việt Nam như cung cầu tiền tệ, giá cả, chính sách tiền tệ…Các yếu tố này chưa được đưa vào mô hình nghiên cứu đề xuất để có được một mô hình giải thích tốt nhất. Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

Số lượng quan sát còn hạn chế: Đề tài nghiên cứu các NHTMCP trong giai đoạn 2010– 2021, trong giai đoạn này nghiên cứu thu thập chỉ có 27 NHTMCP nhưng do giới hạn về khả năng thu thập số liệu nghiên cứu cho các giai đoạn trước, nên tác giả chỉ thu thập được số liệu của 27 NHTMCP. Ngoài ra, nghiên cứu chưa xem xét đến ảnh hưởng của đại dịch Covid19 trong giai đoạn 2010-2021 đến cấu trúc vốn và KNSL của các NHTMCP Việt Nam.

Hướng nghiên cứu tiếp theo có thể nghiên cứu thêm các yếu tố vi mô và vĩ mô khác, có thể mở rộng thêm phạm vi và thời gian nghiên cứu đến toàn bộ các NHTM tại Việt Nam cũng như các nước trong khu vực, hoặc phạm vi rộng hơn là các nước khác trên thế giới, nghiên cứu thêm về tác động của giai đoạn trước và sau đại dịch Covid 19 đến cấu trúc vốn và KNSL của các NHTMCP Việt Nam để có các nhận định rõ hơn về các yếu tố tác động đến HQHĐ của các NHTM Việt Nam , từ đó sẽ có các khuyến nghị bao quát hơn góc nhìn về cấu trúc vốn ảnh hưởng đến KNSL của các NHTM Việt Nam .

Cuối cùng, dữ liệu nghiên cứu chỉ được thu thập từ các báo cáo tài chính sau kiểm toán đã được công bố. Hiện tại, ở Việt Nam, tác giả chưa tìm thấy được cơ quan, tổ chức có uy tín cung cấp dữ liệu có độ tin cậy cao. Kết quả là, điều này sẽ ảnh hưởng đến kết luận của nghiên cứu ở một mức độ nhất định.

Kết luận chương 5

Như tác giả đã đề cập, việc nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến KNSL của các NHTMCP tại Việt Nam tuy không phải là mới, nhưng lại rất cấp thiết và có ý nghĩa. Nhất là trong giai đoạn hiện nay, khi mà hệ thống ngân hàng đang trong tiến trình thực hiện đề án tái cơ cấu để hoạt động an toàn, lành mạnh và có hiệu quả hơn.

Chương 5 đã tóm lược kết quả nghiên cứu thực nghiệm chính theo mục tiêu nghiên cứu của luận văn và đưa ra một số gợi ý chính sách góp phần cải thiện khả năng sinh lời của NHTMCP Việt Nam thông qua việc thay đổi cấu trúc sở hữu, hạn chế yếu tố tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời của NHTMCP Việt Nam. Kết quả nghiên cứu kỳ vọng có thể cung cấp thêm tài liệu tham khảo cho các bạn học viên, nhà quản trị NHTM trong công tác điều hành quản lý các NHTMCP. Đồng thời, chương này cũng nhìn nhận một số hạn chế mà tác giả chưa giải quyết được và định hướng  cho các nghiên cứu tiếp theo. Luận văn: Kết quả nghiên cứu đến khả năng sinh lời của NH.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY: 

===>>> Luận văn: Ảnh hưởng cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của NH

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