Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi

Mục lục

Đánh giá post

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi 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: Tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại 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 mẫu

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel data) từ 29 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015-2024, với tổng số 290 quan sát. Bảng 4.1 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu.

Bảng 4.1. Thống kê mô tả mẫu

Về biến phụ thuộc: ROA (tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản) có giá trị trung bình đạt 4,96% với độ lệch chuẩn 1,93%, dao động từ 0,23% đến 8,30%. Mức ROA trung bình này phản ánh hiệu quả sử dụng tài sản khá tốt của các ngân hàng thương mại Việt Nam so với mặt bằng chung của khu vực. ROE (tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu) đạt giá trị trung bình 9,02% với độ lệch chuẩn 6,52%, dao động từ 0% đến 27,22%. Sự chênh lệch lớn giữa giá trị nhỏ nhất và lớn nhất cho thấy hiệu quả sinh lời trên vốn chủ sở hữu có sự phân hóa đáng kể giữa các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu.

Về biến độc lập chính: Chỉ số đa dạng hóa thu nhập HHI có giá trị trung bình 1,1517 với độ lệch chuẩn 0,4436, dao động từ 0,51 đến 2,01. Giá trị HHI càng cao thể hiện mức độ đa dạng hóa thu nhập càng lớn. Biến DI (tỷ trọng thu nhập ngoài lãi) có giá trị trung bình 26,01%, cho thấy trung bình thu nhập ngoài lãi chiếm khoảng một phần tư tổng thu nhập hoạt động của các ngân hàng. Giá trị DI dao động từ 0% đến 80,03% phản ánh sự khác biệt lớn về cơ cấu thu nhập giữa các ngân hàng.

Về các biến kiểm soát đặc thù ngân hàng: Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản (LTA) trung bình đạt 75,97%, cho thấy hoạt động tín dụng vẫn chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu tài sản của các ngân hàng. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) trung bình ở mức 10,19% với độ lệch chuẩn 3,20%, phản ánh chất lượng danh mục tín dụng của các ngân hàng. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (ETA) trung bình đạt 9,98%, cho thấy mức an toàn vốn tương đối ổn định của hệ thống ngân hàng. Quy mô ngân hàng (SIZE) được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản có giá trị trung bình 17,77, dao động từ 14,14 đến 22,02, phản ánh sự đa dạng về quy mô giữa các ngân hàng trong mẫu.

Về các biến kiểm soát vĩ mô: Tỷ lệ lạm phát (INF) trung bình đạt 3,38% với độ lệch chuẩn 1,50%, dao động từ 0,63% đến 6,60%, cho thấy lạm phát được kiểm soát tương đối tốt trong giai đoạn nghiên cứu. Tốc độ tăng trưởng GDP trung bình đạt 6,09% với độ lệch chuẩn 1,80%, dao động từ 2,56% (năm 2020 do ảnh hưởng COVID-19) đến 8,02%, phản ánh sự biến động của môi trường kinh tế vĩ mô trong giai đoạn nghiên cứu.

4.2. Ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, nghiên cứu thực hiện phân tích ma trận tương quan Pearson giữa các biến trong mô hình nhằm đánh giá sơ bộ mối quan hệ giữa các biến và kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả được trình bày trong Bảng 4.2.

Bảng 4.2. Ma trận tương quan

Kết quả ma trận tương quan cho thấy ROA và ROE có mối tương quan thuận chặt chẽ với hệ số r = 0,728, điều này phù hợp với lý thuyết vì cả hai đều là chỉ tiêu đo lường tỷ suất sinh lợi của ngân hàng. Biến HHI có tương quan dương với ROA (r = 0,270) và ROE (r = 0,258), gợi ý ban đầu về mối quan hệ tích cực giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi. Biến NPL có tương quan âm mạnh với ROA (r = -0,557) và ROE (r = -0,494), phù hợp với kỳ vọng rằng nợ xấu cao sẽ làm giảm tỷ suất sinh lợi. Biến ETA có tương quan dương với cả ROA (r = 0,359) và ROE (r = 0,370), cho thấy ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao có xu hướng đạt tỷ suất sinh lợi tốt hơn.

Đáng chú ý, các hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0,8, cho thấy không có dấu hiệu đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến trong mô hình. Để kiểm định chính thức, nghiên cứu sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF).

Bảng 4.3. Kiểm tra đa cộng tuyến

Kết quả kiểm định VIF cho thấy tất cả các biến độc lập đều có hệ số VIF nhỏ hơn 2, với VIF trung bình chỉ đạt 1,06. Theo nguyên tắc thống kê, nếu VIF < 10 thì không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng (Hair và cộng sự, 2010). Do đó, có thể kết luận mô hình nghiên cứu không gặp vấn đề đa cộng tuyến và các biến độc lập phù hợp để đưa vào phân tích hồi quy.

4.3 Kết quả đánh giá tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

4.3.1 Kết quả ước lượng mô hình với biến phụ thuộc ROA

Để đánh giá tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), nghiên cứu lần lượt ước lượng mô hình bằng các phương pháp: mô hình tác động cố định (FEM), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) và GMM hệ thống (SGMM). Kết quả được trình bày trong Bảng 4.4 và Bảng 4.5.

Bảng 4.4. Kết quả ước lượng mô hình với FEM, REM với ROA

Kết quả kiểm định Hausman với p-value = 0,9399 > 0,05 cho thấy không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa hai mô hình FEM và REM, do đó mô hình REM được ưu tiên lựa chọn. Kiểm định Breusch-Pagan với p-value = 0,0000 < 0,05 xác nhận mô hình REM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS. Kiểm định Wooldridge với p-value = 0,1865 > 0,05 cho thấy không có hiện tượng tự tương quan bậc một trong mô hình.

Tuy nhiên, để đảm bảo tính vững của kết quả và khắc phục các vấn đề nội sinh tiềm ẩn, nghiên cứu tiếp tục ước lượng mô hình bằng phương pháp FGLS và GMM hệ thống.

Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mô hình với FGLS, GMM với ROA

Kết quả ước lượng GMM cho thấy các kiểm định đảm bảo tính phù hợp của mô hình. Kiểm định AR(1) có p-value = 0,030 < 0,05, cho thấy có tự tương quan bậc một trong sai số của mô hình sai phân (đây là kết quả bình thường và được kỳ vọng). Kiểm định AR(2) có p-value = 0,499 > 0,05, chứng tỏ không có tự tương quan bậc hai, đảm bảo tính nhất quán của ước lượng GMM. Kiểm định Hansen với p-value = 0,116 > 0,05 xác nhận các biến công cụ được sử dụng là hợp lệ và không có hiện tượng quá xác định (over-identification). Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Dựa trên kết quả ước lượng GMM – phương pháp phù hợp nhất để xử lý vấn đề nội sinh trong dữ liệu bảng động, có thể rút ra các nhận định sau về tác động của các biến đến ROA:

Biến HHI (đa dạng hóa thu nhập): Hệ số β = 0,4626 với p-value < 0,01, cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động dương có ý nghĩa thống kê đến ROA. Cụ thể, khi chỉ số HHI tăng 1 đơn vị thì ROA tăng trung bình 0,46 điểm phần trăm, giữ các yếu tố khác không đổi. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1 và lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại của Markowitz (1952).

Biến LTA (tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản): Hệ số β = 4,2122 với p-value < 0,01, cho thấy tỷ lệ dư nợ cho vay có tác động dương mạnh đến ROA. Khi LTA tăng 1 đơn vị thì ROA tăng trung bình 4,21 điểm phần trăm. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H4, khẳng định hoạt động tín dụng vẫn là động lực chính tạo ra lợi nhuận cho các ngân hàng thương mại Việt Nam.

Biến NPL (tỷ lệ nợ xấu): Hệ số β = -0,1390 với p-value < 0,01, xác nhận nợ xấu có tác động âm có ý nghĩa đến ROA. Khi NPL tăng 1% thì ROA giảm trung bình 0,14 điểm phần trăm. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H5, phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976).

Biến ETA (tỷ lệ vốn chủ sở hữu): Hệ số β = 0,2019 với p-value < 0,01, cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động dương đến ROA. Ngân hàng có nền tảng vốn mạnh có khả năng sinh lợi tốt hơn. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H6.

Biến SIZE (quy mô ngân hàng): Hệ số β = -0,1076 với p-value = 0,021 < 0,05, cho thấy quy mô ngân hàng có tác động âm có ý nghĩa đến ROA. Ngân hàng càng lớn thì ROA càng giảm, có thể do hiện tượng phi kinh tế theo quy mô và chi phí đại diện tăng cao. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H3.

Biến INF (lạm phát): Hệ số β = 13,4799 với p-value < 0,01, cho thấy lạm phát có tác động dương đến ROA. Trong điều kiện lạm phát được kiểm soát, ngân hàng có thể điều chỉnh lãi suất cho vay nhanh hơn lãi suất huy động, từ đó mở rộng biên lợi nhuận. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H8.

Biến GDP (tăng trưởng kinh tế): Hệ số β = 9,0816 với p-value < 0,01, xác nhận tăng trưởng kinh tế có tác động dương mạnh đến ROA. Khi GDP tăng, nhu cầu tín dụng gia tăng và rủi ro vỡ nợ giảm, từ đó cải thiện lợi nhuận ngân hàng. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H7.

4.3.2 Kết quả ước lượng mô hình với biến phụ thuộc ROE Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Tương tự như với ROA, nghiên cứu tiến hành ước lượng mô hình với biến phụ thuộc ROE bằng các phương pháp FEM, REM, FGLS và GMM. Kết quả được trình bày trong Bảng 4.6 và Bảng 4.7.

Bảng 4.6. Kết quả ước lượng mô hình với FEM, REM với ROE

Đối với mô hình ROE, kiểm định Hausman với p-value = 0,0044 < 0,05 cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa FEM và REM, do đó mô hình FEM được ưu tiên lựa chọn. Kiểm định Modified Wald với p-value = 0,0000 < 0,05 cho thấy có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình FEM. Kiểm định Wooldridge với p-value = 0,0559 cho thấy có dấu hiệu tự tương quan ở mức ý nghĩa 10%.

Bảng 4.7. Kết quả ước lượng mô hình với FGLS, GMM với ROE

Các kiểm định cho mô hình GMM với biến phụ thuộc ROE đều đạt yêu cầu. Kiểm định AR(2) có p-value = 0,569 > 0,05 và kiểm định Hansen có p-value = 0,274 > 0,05, xác nhận mô hình phù hợp và các biến công cụ hợp lệ.

Dựa trên kết quả ước lượng GMM với biến phụ thuộc ROE, có thể rút ra các nhận định sau:

Biến HHI: Hệ số β = 18,1026 với p-value < 0,01, cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động dương rất mạnh đến ROE. Mức độ tác động này lớn hơn đáng kể so với tác động đến ROA, phản ánh đòn bẩy tài chính khuếch đại lợi ích của đa dạng hóa. Kết quả này tiếp tục khẳng định giả thuyết H1. Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Biến NPL: Hệ số β = -0,4811 với p-value < 0,01, xác nhận nợ xấu có tác động âm có ý nghĩa đến ROE. Tác động tiêu cực của nợ xấu đến ROE mạnh hơn so với ROA do ảnh hưởng của đòn bẩy tài chính.

Biến ETA: Hệ số β = 0,7320 với p-value < 0,01, cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động dương đến ROE. Mặc dù tỷ lệ vốn cao hơn có thể làm giảm đòn bẩy, nhưng nền tảng vốn mạnh vẫn đóng góp tích cực vào khả năng sinh lời.

Biến SIZE: Hệ số β = -0,5381 với p-value = 0,014 < 0,05, cho thấy quy mô ngân hàng có tác động âm đến ROE. Kết quả này nhất quán với mô hình ROA, tiếp tục chấp nhận giả thuyết H3 về tác động tiêu cực của quy mô đến tỷ suất sinh lợi.

Biến LTA, INF, GDP: Các biến này không có ý nghĩa thống kê trong mô hình GMM với biến phụ thuộc ROE (p-value > 0,05), cho thấy tác động của chúng đến ROE không rõ ràng như đối với ROA.

4.4. Kết quả kiểm tra vai trò điều tiết của quy mô ngân hàng

Để kiểm định giả thuyết H2 về vai trò điều tiết của quy mô ngân hàng trong mối quan hệ giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi, nghiên cứu bổ sung biến tương tác HHI_SIZE vào mô hình. Kết quả ước lượng GMM được trình bày trong Bảng 4.8.

Bảng 4.8. Kết quả ước lượng mô hình với biến điều tiết HHI_SIZE

Kết quả ước lượng cho thấy biến tương tác HHI_SIZE có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê trong cả hai mô hình. Cụ thể, với ROA, hệ số β = -0,5407 có ý nghĩa ở mức 10% (p-value = 0,072). Với ROE, hệ số β = -2,2023 có ý nghĩa ở mức 5% (p-value = 0,048). Điều này xác nhận rằng quy mô ngân hàng điều tiết tiêu cực mối quan hệ giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi.

Kết quả này có nghĩa là khi quy mô ngân hàng tăng lên, tác động tích cực của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi sẽ giảm đi. Nói cách khác, các ngân hàng có quy mô nhỏ hơn có thể hưởng lợi nhiều hơn từ chiến lược đa dạng hóa thu nhập so với các ngân hàng quy mô lớn. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976), theo đó ngân hàng quy mô lớn có thể gặp phải các vấn đề quan liêu, chi phí giám sát cao và khó khăn trong việc quản lý danh mục thu nhập đa dạng một cách hiệu quả. Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Các kiểm định AR(2) và Hansen đều đạt yêu cầu (p-value > 0,05), xác nhận tính vững của kết quả ước lượng. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H2 về vai trò điều tiết tiêu cực của quy mô ngân hàng.

4.5. Kiểm định tính vững

Để đảm bảo tính vững của kết quả nghiên cứu, tác giả thực hiện kiểm định bổ sung bằng cách thay đổi cách đo lường biến độc lập chính. Thay vì sử dụng chỉ số HHI, biến đa dạng hóa thu nhập được đo lường bằng tỷ trọng thu nhập ngoài lãi trên tổng thu nhập (DI). Kết quả ước lượng GMM được trình bày trong Bảng 4.9.

Bảng 4.9. Kiểm định tính vững của ước lượng

Kết quả kiểm định tính vững cho thấy biến DI có tác động dương có ý nghĩa thống kê đến cả ROA (β = 4,0420, p < 0,01) và ROE (β = 9,9555, p < 0,05). Điều này khẳng định rằng kết quả về tác động tích cực của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi là nhất quán và không phụ thuộc vào cách đo lường biến độc lập. Các kiểm định AR(2) và Hansen đều có p-value > 0,05, xác nhận mô hình ước lượng phù hợp và các biến công cụ hợp lệ.

Các biến kiểm soát cũng cho kết quả tương tự với mô hình chính: NPL có tác động âm, ETA có tác động dương, SIZE có tác động âm đến tỷ suất sinh lợi. Điều này củng cố thêm độ tin cậy của các phát hiện nghiên cứu.

4.6 Thảo luận kết quả nghiên cứu Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

4.6.1. Tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi

Kết quả nghiên cứu cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam, thể hiện qua cả hai chỉ tiêu ROA và ROE. Cụ thể, trong mô hình GMM, hệ số tác động của biến HHI đến ROA là 0,4626 (p < 0,01) và đến ROE là 18,1026 (p < 0,01). Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H1 đã đề xuất.

Phát hiện này có thể được giải thích bằng lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại của Markowitz (1952). Theo đó, việc đa dạng hóa nguồn thu nhập giúp các ngân hàng giảm thiểu rủi ro tổng thể do thu nhập lãi và thu nhập ngoài lãi có mức độ biến động khác nhau và hệ số tương quan không hoàn hảo. Khi ngân hàng mở rộng các nguồn thu từ dịch vụ phi tín dụng như phí thanh toán, bancassurance, kinh doanh ngoại hối và dịch vụ tư vấn, ngân hàng sẽ giảm phụ thuộc vào biến động của lãi suất và chu kỳ tín dụng, từ đó ổn định hóa dòng thu nhập và cải thiện tỷ suất sinh lợi.

Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Phạm Duy Phú Thịnh và cộng sự (2021) về các ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2007-2018, trong đó phát hiện đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực đến ROE. Tương tự, Moudud-Ul-Huq và cộng sự (2018) nghiên cứu tại năm quốc gia ASEAN cũng kết luận đa dạng hóa thu nhập giúp tăng hiệu quả hoạt động ngân hàng. Tuy nhiên, kết quả này khác biệt với phát hiện của Adesina (2020) tại các ngân hàng châu Phi, nơi đa dạng hóa có xu hướng làm giảm hiệu suất ngân hàng. Sự khác biệt này có thể được giải thích bởi đặc điểm thị trường và trình độ phát triển của hệ thống ngân hàng tại mỗi khu vực.

Trong bối cảnh Việt Nam, kết quả nghiên cứu phản ánh xu hướng chuyển đổi tích cực của các ngân hàng thương mại từ mô hình kinh doanh truyền thống phụ thuộc vào tín dụng sang mô hình đa dạng hóa nguồn thu. Các ngân hàng như Techcombank, VPBank, MB Bank đã thành công trong việc phát triển các sản phẩm dịch vụ phi tín dụng, đặc biệt là bancassurance và dịch vụ thanh toán điện tử, từ đó đạt được tỷ suất sinh lợi vượt trội so với mặt bằng chung của ngành.

4.6.2 Vai trò điều tiết của quy mô ngân hàng Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Kết quả nghiên cứu xác nhận quy mô ngân hàng có vai trò điều tiết tiêu cực trong mối quan hệ giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi. Biến tương tác HHI_SIZE có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê trong cả hai mô hình: β = -0,5407 (p = 0,072) với ROA và β = -2,2023 (p = 0,048) với ROE. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H2.

Phát hiện này có nghĩa là khi quy mô ngân hàng tăng lên, lợi ích từ chiến lược đa dạng hóa thu nhập sẽ giảm dần. Ngân hàng có quy mô nhỏ và vừa có thể tận dụng tốt hơn lợi thế của đa dạng hóa so với các ngân hàng quy mô lớn. Điều này có thể được giải thích bằng lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976). Ngân hàng quy mô lớn thường có cơ cấu tổ chức phức tạp, nhiều tầng nấc quản lý và chi phí giám sát cao. Khi mở rộng các hoạt động phi tín dụng, ngân hàng lớn có thể gặp khó khăn trong việc quản lý hiệu quả danh mục thu nhập đa dạng do thiếu sự linh hoạt và tính quan liêu trong bộ máy.

Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Chen và cộng sự (2018) tại Indonesia, Malaysia và Pakistan, trong đó phát hiện tác động của đa dạng hóa đến hiệu suất ngân hàng có sự khác biệt theo quy mô. Tương tự, Adesina (2020) cũng nhận thấy khả năng quản trị và nguồn nhân lực (thường tập trung ở ngân hàng lớn) đóng vai trò điều tiết trong mối quan hệ này.

Tại Việt Nam, phát hiện này có ý nghĩa thực tiễn quan trọng đối với các ngân hàng thương mại nhà nước có quy mô lớn như BIDV, VietinBank, Vietcombank. Mặc dù có nguồn lực tài chính dồi dào, các ngân hàng này cần thận trọng trong việc mở rộng danh mục thu nhập phi tín dụng và chú trọng nâng cao hiệu quả quản trị để tối đa hóa lợi ích từ chiến lược đa dạng hóa.

4.6.3. Tác động của các yếu tố kiểm soát

Quy mô ngân hàng (SIZE): Kết quả cho thấy quy mô ngân hàng có tác động âm có ý nghĩa đến tỷ suất sinh lợi với hệ số β = -0,1076 (p < 0,05) đối với ROA và β = -0,5381 (p < 0,05) đối với ROE. Phát hiện này chấp nhận giả thuyết H3 và phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện. Ngân hàng càng lớn càng có xu hướng gặp phải các vấn đề như quan liêu, chi phí vận hành cao và khó khăn trong quản trị, dẫn đến hiệu quả sinh lợi giảm sút. Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Hussain (2014) và Lee và cộng sự (2014). Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Tỷ lệ dư nợ cho vay (LTA): Biến LTA có tác động dương mạnh đến ROA với hệ số β = 4,2122 (p < 0,01), chấp nhận giả thuyết H4. Hoạt động tín dụng vẫn là nguồn thu nhập chính và động lực tăng trưởng lợi nhuận của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Trong bối cảnh biên lãi ròng (NIM) còn tương đối cao so với các thị trường phát triển, việc duy trì tỷ lệ cho vay ở mức cao giúp ngân hàng tối đa hóa thu nhập từ lãi.

Tỷ lệ nợ xấu (NPL): Biến NPL có tác động âm có ý nghĩa đến cả ROA (β = – 0,1390, p < 0,01) và ROE (β = -0,4811, p < 0,01), chấp nhận giả thuyết H5. Nợ xấu làm tăng chi phí trích lập dự phòng, giảm thu nhập từ lãi và ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận ngân hàng. Phát hiện này phù hợp với nghiên cứu của Adesina (2020) và Lee và cộng sự (2014), nhấn mạnh tầm quan trọng của quản trị rủi ro tín dụng đối với hiệu quả hoạt động ngân hàng.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (ETA): Biến ETA có tác động dương có ý nghĩa đến cả ROA (β = 0,2019, p < 0,01) và ROE (β = 0,7320, p < 0,01), chấp nhận giả thuyết H6. Ngân hàng có nền tảng vốn mạnh sẽ có khả năng hấp thụ rủi ro tốt hơn, tạo niềm tin cho khách hàng và đối tác, đồng thời có điều kiện mở rộng hoạt động kinh doanh. Kết quả này phù hợp với lý thuyết nguồn lực của Barney (1991) và các nghiên cứu của Phạm Duy Phú Thịnh và cộng sự (2021), Hussain (2014).

Tốc độ tăng trưởng GDP: Biến GDP có tác động dương có ý nghĩa đến ROA (β = 9,0816, p < 0,01), chấp nhận giả thuyết H7. Khi kinh tế tăng trưởng, nhu cầu tín dụng gia tăng, hoạt động kinh doanh sôi động và rủi ro vỡ nợ giảm, từ đó cải thiện lợi nhuận ngân hàng. Đây là minh chứng cho tính thuận chu kỳ của hoạt động ngân hàng với nền kinh tế.

Lạm phát (INF): Biến INF có tác động dương có ý nghĩa đến ROA (β = 13,4799, p < 0,01), chấp nhận giả thuyết H8. Trong điều kiện lạm phát được kiểm soát ở mức vừa phải (trung bình 3,38% trong giai đoạn nghiên cứu), ngân hàng có khả năng điều chỉnh lãi suất cho vay linh hoạt hơn lãi suất huy động, từ đó mở rộng biên lợi nhuận. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết Fisher và các nghiên cứu của Lee và cộng sự (2014), Hussain (2014).

Bảng 4.10. Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu

Tóm tắt chương 4 Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Chương 4 trình bày kết quả phân tích thực nghiệm về tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của 29 ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2015-2024. Kết quả ước lượng GMM cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến cả ROA (β = 0,4626, p < 0,01) và ROE (β = 18,1026, p < 0,01), từ đó chấp nhận giả thuyết H1. Bên cạnh đó, quy mô ngân hàng đóng vai trò điều tiết tiêu cực trong mối quan hệ này (β = -2,2023, p < 0,05), cho thấy ngân hàng quy mô nhỏ hưởng lợi nhiều hơn từ chiến lược đa dạng hóa so với ngân hàng lớn. Các biến kiểm soát như tỷ lệ cho vay, vốn chủ sở hữu, tăng trưởng GDP và lạm phát có tác động dương, trong khi nợ xấu và quy mô ngân hàng có tác động âm đến tỷ suất sinh lợi.

Kết quả kiểm định tính vững với thước đo thay thế (biến DI thay cho HHI) cho kết quả nhất quán, khẳng định độ tin cậy của các phát hiện nghiên cứu. Tất cả tám giả thuyết đề xuất trong Chương 3 đều được chấp nhận dựa trên bằng chứng thực nghiệm. Các phát hiện này phù hợp với lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại của Markowitz (1952) và lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976), đồng thời nhất quán với kết quả nghiên cứu của Phạm Duy Phú Thịnh và cộng sự (2021) và Moudud-Ul-Huq và cộng sự (2018). Những kết quả này sẽ là cơ sở để đề xuất các hàm ý quản trị nhằm gia tăng tỷ suất sinh lợi cho các ngân hàng thương mại Việt Nam trong Chương 5.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

5.1. Kết luận

Mục tiêu tổng quát của luận văn là nghiên cứu tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất các hàm ý quản trị nhằm gia tăng tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam.

Để đạt được mục tiêu tổng quát, nghiên cứu có các mục tiêu cụ thể như sau: (i) Thứ nhất, tổng hợp cơ sở lý thuyết về tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại; (ii) Thứ hai, đánh giá tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam; (iii) Thứ ba, trên cơ sở kết quả nghiên cứu, đề xuất các hàm ý quản trị nhằm gia tăng tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam.

Với mục tiêu cụ thể thứ nhất, tổng hợp cơ sở lý thuyết về tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Nghiên cứu đã hệ thống hóa các lý thuyết nền tảng bao gồm: Lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại của Markowitz (1952) giải thích cơ chế giảm thiểu rủi ro thông qua đa dạng hóa nguồn thu nhập; Lý thuyết sức mạnh thị trường của Chamberlin (1933) và Bain (1951) về vai trò của khác biệt hóa sản phẩm dịch vụ; Lý thuyết nguồn lực của Barney (1991) về tầm quan trọng của nguồn lực tài chính trong việc triển khai chiến lược đa dạng hóa; Lý thuyết đa dạng hóa thu nhập của Stiroh (2002), Ebrahim và Hasan (2008); và Lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976) về các vấn đề quản trị khi mở rộng hoạt động kinh doanh. Bên cạnh đó, nghiên cứu đã lược khảo các công trình thực nghiệm tiêu biểu của Adesina (2020), Chen và cộng sự (2018), Lee và cộng sự (2014), Moudud-Ul-Huq và cộng sự (2018), Phạm Duy Phú Thịnh và cộng sự (2021), từ đó xây dựng mô hình nghiên cứu với 8 giả thuyết phù hợp với bối cảnh Việt Nam.

Với mục tiêu cụ thể thứ hai, đánh giá tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu từ phương pháp System GMM cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực, mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê cao đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Cụ thể, hệ số tác động của biến HHI đến ROA là 0,4626 (p < 0,01) và đến ROE là 18,1026 (p < 0,01), cho thấy khi chỉ số đa dạng hóa thu nhập tăng 1 đơn vị thì ROA tăng trung bình 0,46 điểm phần trăm và ROE tăng 18,10 điểm phần trăm, giữ các yếu tố khác không đổi. Tác động này được xác nhận vững chắc qua nhiều phương pháp ước lượng khác nhau (FEM, REM, FGLS, GMM) với các kiểm định chẩn đoán đều cho kết quả phù hợp (AR(2) p-value = 0,499 và 0,569, Hansen test p-value = 0,116 và 0,274). Kết quả này nhất quán với các nghiên cứu trước đây của Phạm Duy Phú Thịnh và cộng sự (2021), Moudud-Ul-Huq và cộng sự (2018), cho thấy đa dạng hóa thu nhập giúp ngân hàng cải thiện tỷ suất sinh lợi thông qua các cơ chế như giảm thiểu rủi ro tập trung, ổn định hóa dòng thu nhập và tận dụng hiệu quả nguồn lực sẵn có. Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Nghiên cứu cũng đã thành công trong việc xác định vai trò điều tiết của quy mô ngân hàng trong mối quan hệ giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi thông qua mô hình với biến tương tác HHI_SIZE. Kết quả cho thấy biến tương tác HHI_SIZE có hệ số âm -0,5407 (p < 0,10) đối với ROA và -2,2023 (p < 0,05) đối với ROE, chứng tỏ tác động tích cực của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi giảm dần theo quy mô ngân hàng, với các ngân hàng nhỏ và vừa hưởng lợi nhiều hơn đáng kể so với ngân hàng lớn. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện của Jensen và Meckling (1976), cho thấy ngân hàng quy mô lớn có thể gặp các vấn đề quan liêu, chi phí giám sát cao và khó khăn trong việc quản lý hiệu quả danh mục thu nhập đa dạng. Tính vững của phát hiện này được xác nhận qua kiểm định sử dụng biến thay thế DI (tỷ trọng thu nhập ngoài lãi) với hệ số 4,0420 (p < 0,01) đối với ROA và 9,9555 (p < 0,05) đối với ROE, cho thấy kết quả không phụ thuộc vào cách đo lường cụ thể mà phản ánh mối quan hệ thực sự trong dữ liệu.

Ngoài ra, nghiên cứu còn phát hiện các yếu tố đặc thù ngân hàng và vĩ mô có tác động đáng kể đến tỷ suất sinh lợi. Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản (LTA) có tác động dương mạnh (β = 4,2122, p < 0,01), khẳng định hoạt động tín dụng vẫn là động lực chính tạo ra lợi nhuận. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có tác động âm (β = -0,1390 đối với ROA và -0,4811 đối với ROE, p < 0,01), nhấn mạnh tầm quan trọng của quản trị rủi ro tín dụng. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (ETA) có tác động dương (β = 0,2019 và 0,7320, p < 0,01), cho thấy nền tảng vốn vững chắc đóng góp tích cực vào khả năng sinh lời. Quy mô ngân hàng (SIZE) có tác động âm trực tiếp đến tỷ suất sinh lợi, phản ánh hiện tượng phi kinh tế theo quy mô. Các yếu tố vĩ mô bao gồm tăng trưởng GDP và lạm phát đều có tác động dương, cho thấy môi trường kinh tế vĩ mô thuận lợi tạo điều kiện cho ngân hàng đạt hiệu quả kinh doanh tốt hơn. Như vậy, mục tiêu thứ hai của nghiên cứu đã được hoàn thành với bằng chứng thực nghiệm vững chắc về tác động tích cực và đáng kể của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015-2024.

Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất các hàm ý quản trị nhằm gia tăng tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam như sau:

5.2 Hàm ý quản trị Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Dựa trên kết quả nghiên cứu thực nghiệm về tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam, tác giả đề xuất các hàm ý quản trị cho các ngân hàng thương mại và cơ quan quản lý nhà nước như sau:

5.2.1. Hàm ý đối với các ngân hàng thương mại

Thứ nhất, đẩy mạnh chiến lược đa dạng hóa thu nhập một cách có chọn lọc và phù hợp với năng lực của từng ngân hàng.

Kết quả nghiên cứu cho thấy đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại Việt Nam (β = 0,4626 đối với ROA và β = 18,1026 đối với ROE). Do đó, các ngân hàng cần chủ động xây dựng và triển khai chiến lược đa dạng hóa nguồn thu nhập, giảm dần sự phụ thuộc vào thu nhập từ lãi thuần. Cụ thể, các ngân hàng nên tập trung phát triển các mảng kinh doanh phi tín dụng có tiềm năng tăng trưởng cao như: dịch vụ thanh toán và chuyển tiền (đặc biệt là thanh toán điện tử, ví điện tử), kinh doanh bảo hiểm qua ngân hàng (bancassurance), dịch vụ quản lý tài sản và tư vấn đầu tư, kinh doanh ngoại hối và các sản phẩm phái sinh, dịch vụ ngân hàng số và các sản phẩm fintech. Tuy nhiên, việc đa dạng hóa cần được thực hiện có lộ trình rõ ràng, phù hợp với năng lực quản trị, nguồn nhân lực và hạ tầng công nghệ của từng ngân hàng, tránh mở rộng quá nhanh dẫn đến rủi ro hoạt động và chi phí vận hành tăng cao.

Thứ hai, các ngân hàng có quy mô khác nhau cần áp dụng chiến lược đa dạng hóa phù hợp với đặc điểm của mình.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng quy mô ngân hàng điều tiết tiêu cực mối quan hệ giữa đa dạng hóa thu nhập và tỷ suất sinh lợi (β = -2,2023, p < 0,05 đối với ROE), có nghĩa là ngân hàng có quy mô nhỏ và vừa hưởng lợi nhiều hơn từ chiến lược đa dạng hóa so với ngân hàng quy mô lớn. Do đó:

Đối với các ngân hàng quy mô nhỏ và vừa: Đây là nhóm ngân hàng có thể tận dụng tối đa lợi ích từ chiến lược đa dạng hóa thu nhập. Các ngân hàng này nên mạnh dạn đầu tư phát triển các sản phẩm dịch vụ phi tín dụng, tận dụng lợi thế về tính linh hoạt, tốc độ ra quyết định nhanh và khả năng thích ứng cao với thay đổi của thị trường. Các ngân hàng như Techcombank, VPBank, TPBank là những ví dụ điển hình đã thành công trong việc chuyển đổi mô hình kinh doanh theo hướng đa dạng hóa, với tỷ trọng thu nhập ngoài lãi ngày càng tăng. Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Đối với các ngân hàng quy mô lớn: Mặc dù đa dạng hóa thu nhập vẫn có tác động tích cực, nhưng mức độ ảnh hưởng thấp hơn so với ngân hàng nhỏ. Các ngân hàng lớn như BIDV, VietinBank, Vietcombank cần chú trọng hơn đến việc nâng cao hiệu quả quản trị, tinh gọn bộ máy tổ chức, giảm chi phí hoạt động và cải thiện quy trình nội bộ khi triển khai chiến lược đa dạng hóa. Đồng thời, các ngân hàng này nên tập trung vào các mảng kinh doanh có lợi thế cạnh tranh rõ ràng như tài trợ thương mại quốc tế, dịch vụ ngân hàng doanh nghiệp lớn và các dự án đầu tư công, thay vì dàn trải nguồn lực vào quá nhiều lĩnh vực.

Thứ ba, duy trì và phát triển hoạt động tín dụng hiệu quả song song với đa dạng hóa thu nhập.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản có tác động dương mạnh đến tỷ suất sinh lợi (β = 4,2122, p < 0,01 đối với ROA). Điều này khẳng định hoạt động tín dụng vẫn là nguồn thu nhập cốt lõi và động lực chính tạo ra lợi nhuận cho các ngân hàng thương mại Việt Nam. Do đó, trong khi đẩy mạnh đa dạng hóa thu nhập, các ngân hàng không nên bỏ qua hoặc xem nhẹ hoạt động tín dụng truyền thống. Thay vào đó, ngân hàng cần tập trung nâng cao chất lượng danh mục tín dụng, mở rộng cho vay vào các phân khúc có biên lợi nhuận cao như cho vay tiêu dùng, cho vay mua nhà, cho vay doanh nghiệp vừa và nhỏ (SME), đồng thời kiểm soát chặt chẽ rủi ro tín dụng để duy trì tỷ lệ nợ xấu ở mức thấp.

Thứ tư, tăng cường quản trị rủi ro tín dụng và kiểm soát chất lượng tài sản.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra tỷ lệ nợ xấu có tác động âm có ý nghĩa đến tỷ suất sinh lợi (β = -0,1390 đối với ROA và β = -0,4811 đối với ROE, p < 0,01). Nợ xấu không chỉ làm giảm trực tiếp lợi nhuận thông qua chi phí trích lập dự phòng mà còn ảnh hưởng tiêu cực đến uy tín và năng lực cạnh tranh của ngân hàng. Do đó, các ngân hàng cần: hoàn thiện hệ thống quản trị rủi ro tín dụng theo chuẩn Basel II/III với các mô hình đánh giá rủi ro tiên tiến; tăng cường công tác thẩm định và giám sát khoản vay, đặc biệt là các khoản vay lớn và các ngành có rủi ro cao; xây dựng chính sách thu hồi nợ hiệu quả và xử lý nhanh các khoản nợ xấu phát sinh; ứng dụng công nghệ số và trí tuệ nhân tạo (AI) trong việc phát hiện sớm các dấu hiệu rủi ro tín dụng.

Thứ năm, củng cố nền tảng vốn chủ sở hữu để tạo điều kiện cho tăng trưởng bền vững.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động dương đến tỷ suất sinh lợi (β = 0,2019 đối với ROA và β = 0,7320 đối với ROE, p < 0,01). Ngân hàng có nền tảng vốn mạnh sẽ có khả năng hấp thụ rủi ro tốt hơn, tạo niềm tin cho khách hàng và đối tác, đồng thời đáp ứng các yêu cầu về an toàn vốn theo quy định của Ngân hàng Nhà nước và chuẩn mực Basel II. Do đó, các ngân hàng cần chủ động tăng vốn điều lệ thông qua các phương thức như phát hành cổ phiếu mới, chào bán cho nhà đầu tư chiến lược, giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư. Việc tăng vốn không chỉ giúp cải thiện các chỉ số an toàn mà còn tạo nguồn lực tài chính để ngân hàng đầu tư vào công nghệ, phát triển sản phẩm mới và mở rộng hoạt động kinh doanh.

Thứ sáu, nâng cao hiệu quả quản trị và kiểm soát chi phí hoạt động.

Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô ngân hàng có tác động âm trực tiếp đến tỷ suất sinh lợi (β = -0,1076 đối với ROA và β = -0,5381 đối với ROE, p < 0,05), phản ánh hiện tượng phi kinh tế theo quy mô và chi phí đại diện tăng cao ở các ngân hàng lớn. Điều này hàm ý rằng các ngân hàng, đặc biệt là ngân hàng có quy mô lớn, cần chú trọng: tái cấu trúc bộ máy tổ chức theo hướng tinh gọn, giảm các tầng nấc quản lý trung gian; ứng dụng công nghệ số để tự động hóa quy trình nghiệp vụ, giảm chi phí nhân sự và vận hành; xây dựng cơ chế đánh giá hiệu quả hoạt động (KPI) rõ ràng gắn với tỷ suất sinh lợi; nâng cao năng lực quản trị doanh nghiệp, đảm bảo quyền lợi của cổ đông và giảm thiểu xung đột lợi ích giữa ban điều hành và chủ sở hữu.

5.2.2 Hàm ý đối với cơ quan quản lý nhà nước Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Thứ nhất, hoàn thiện khung pháp lý khuyến khích đa dạng hóa thu nhập trong ngành ngân hàng.

Kết quả nghiên cứu đã chứng minh đa dạng hóa thu nhập có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lợi của ngân hàng. Do đó, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam cần tiếp tục hoàn thiện các quy định pháp lý tạo điều kiện cho ngân hàng mở rộng các hoạt động phi tín dụng như: ban hành hướng dẫn chi tiết về hoạt động bancassurance, quản lý tài sản, dịch vụ tư vấn đầu tư; xây dựng khung pháp lý cho các sản phẩm tài chính mới như ngân hàng số, cho vay ngang hàng (P2P lending), tiền mã hóa; đơn giản hóa thủ tục cấp phép và giám sát các hoạt động kinh doanh mới của ngân hàng.

Thứ hai, xây dựng chính sách hỗ trợ phù hợp với đặc thù của từng nhóm ngân hàng theo quy mô.

Kết quả nghiên cứu cho thấy ngân hàng có quy mô khác nhau có mức độ hưởng lợi khác nhau từ chiến lược đa dạng hóa. Do đó, cơ quan quản lý cần có chính sách hỗ trợ phù hợp: đối với ngân hàng nhỏ và vừa, cần tạo điều kiện về vốn, công nghệ và nhân lực để họ có thể triển khai hiệu quả chiến lược đa dạng hóa; đối với ngân hàng lớn, cần có cơ chế giám sát chặt chẽ hơn về hiệu quả hoạt động và quản trị rủi ro khi mở rộng các hoạt động phi tín dụng.

Thứ ba, tăng cường giám sát chất lượng tài sản và quản trị rủi ro tín dụng.

Kết quả nghiên cứu khẳng định nợ xấu có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi. Do đó, Ngân hàng Nhà nước cần tiếp tục hoàn thiện các quy định về phân loại nợ, trích lập dự phòng rủi ro theo chuẩn mực quốc tế; tăng cường thanh tra, giám sát việc tuân thủ các quy định về an toàn hoạt động; yêu cầu ngân hàng minh bạch thông tin về chất lượng tài sản và tình hình nợ xấu; hỗ trợ các ngân hàng trong việc xử lý nợ xấu thông qua các cơ chế như VAMC và thị trường mua bán nợ.

Thứ tư, duy trì môi trường kinh tế vĩ mô ổn định.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tăng trưởng GDP và lạm phát có tác động đến tỷ suất sinh lợi của ngân hàng. Do đó, Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước cần tiếp tục thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô thận trọng, duy trì tăng trưởng kinh tế ổn định và kiểm soát lạm phát ở mức hợp lý, tạo môi trường kinh doanh thuận lợi cho hoạt động của hệ thống ngân hàng.

5.3. Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

Mặc dù đã đạt được các mục tiêu nghiên cứu đề ra, nghiên cứu này không thể tránh được một số hạn chế khách quan, cụ thể:

Mặc dù nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ 29 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015-2024, mẫu này chưa bao gồm toàn bộ các ngân hàng đang hoạt động tại Việt Nam do một số ngân hàng không có đầy đủ dữ liệu liên tục trong suốt 10 năm hoặc đang trong quá trình tái cơ cấu. Đặc biệt, nghiên cứu chỉ tập trung vào các ngân hàng thương mại cổ phần và ngân hàng thương mại nhà nước, chưa phân tích riêng các ngân hàng 100% vốn nước ngoài, ngân hàng liên doanh, hay các tổ chức tín dụng phi ngân hàng cũng đang tham gia vào thị trường tài chính Việt Nam. Do đó, các nghiên cứu trong tương lai có thể thu thập dữ liệu đầy đủ hơn, mở rộng giai đoạn nghiên cứu và phân nhóm các ngân hàng theo nhiều tiêu chí khác nhau (theo hình thức sở hữu, theo định hướng kinh doanh) để tiến hành phân tích nhằm thu được các kết quả toàn diện hơn.

Nghiên cứu sử dụng chỉ số HHI (Herfindahl-Hirschman Index) và tỷ trọng thu nhập ngoài lãi (DI) để đo lường mức độ đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng, tuy nhiên các chỉ số này cũng có hạn chế về mặt nội dung và phạm vi đo lường. Cụ thể, chỉ số HHI chủ yếu phản ánh mức độ tập trung hoặc phân tán giữa thu nhập lãi và thu nhập ngoài lãi, chưa nắm bắt được đầy đủ các khía cạnh sâu hơn của đa dạng hóa như cơ cấu chi tiết các nguồn thu nhập ngoài lãi (phí dịch vụ, bancassurance, kinh doanh ngoại hối, đầu tư chứng khoán), chất lượng và tính bền vững của từng nguồn thu, hay mức độ rủi ro đi kèm với mỗi hoạt động kinh doanh. Do đó, các nghiên cứu trong tương lai có thể đo lường đa dạng hóa thu nhập thông qua các chỉ số chi tiết hơn, phân tích tác động riêng biệt của từng loại thu nhập ngoài lãi đến tỷ suất sinh lợi, hoặc xem xét thêm các yếu tố điều tiết khác như năng lực quản trị, trình độ công nghệ và đặc điểm cạnh tranh thị trường để kiểm định lại kết quả của nghiên cứu này và thu được các kết quả toàn diện hơn. Luận văn: KQNC của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:

===>>> Luận văn: Tác động của đa dạng hóa thu nhập đến tỷ suất sinh lợi

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

Post Views: 4