Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng 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 yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng 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. Tổng quan tình hình kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2015–2024

Trong giai đoạn 2015–2024, các chỉ số kinh tế vĩ mô gồm lãi suất danh nghĩa (INR), tốc độ tăng trưởng GDP, và tỷ lệ lạm phát (INF) của Việt Nam có nhiều biến động phản ánh tác động của chính sách điều hành cũng như bối cảnh kinh tế trong nước và quốc tế.

4.1.1. Tốc độ tăng trưởng kinh tế

Giai đoạn 2015–2024 đánh dấu những biến động đáng chú ý của tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam, phản ánh sự đan xen giữa các giai đoạn ổn định, tăng trưởng mạnh và suy giảm nghiêm trọng do cú sốc đại dịch Covid-19. Dữ liệu cho thấy GDP dao động từ mức 2,60% đến 8,00%, thể hiện sự thay đổi sâu sắc trong nền kinh tế và sự thích ứng của chính sách điều hành (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

• Giai đoạn 2015–2019: Tăng trưởng ổn định và tích cực

Trong giai đoạn này, GDP Việt Nam duy trì ở mức tương đối cao, dao động từ 6,70% đến 7,20%. Cụ thể, năm 2015 đạt 7,00%, 2016 là 6,70%, 2017 đạt 6,90%, và từ 2018–2019 giữ ổn định ở mức 7,20%. Đây là giai đoạn Việt Nam hưởng lợi từ môi trường kinh tế toàn cầu thuận lợi, dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tăng mạnh nhờ các hiệp định thương mại tự do, cùng với đà mở rộng của ngành sản xuất và xuất khẩu. Ngoài ra, tiêu dùng trong nước cũng tăng trưởng mạnh nhờ tầng lớp trung lưu ngày càng lớn. Chính sách điều hành tiền tệ và tài khóa ổn định, kiểm soát lạm phát tốt đã tạo nền tảng cho tăng trưởng bền vững (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

• Giai đoạn 2020–2021: Cú sốc suy giảm do đại dịch Covid-19

Năm 2020 và 2021 là giai đoạn tăng trưởng kinh tế Việt Nam chịu tác động nặng nề nhất từ dịch Covid-19. GDP giảm xuống chỉ còn 2,90% vào năm 2020 và rơi xuống mức 2,60% vào năm 2021 – mức thấp nhất trong vòng một thập kỷ. Nguyên nhân chính đến từ việc chuỗi cung ứng toàn cầu bị gián đoạn, hoạt động sản xuất đình trệ, xuất khẩu giảm sút, và đặc biệt là tiêu dùng trong nước sụt giảm do giãn cách xã hội kéo dài. Đây là giai đoạn thử thách khả năng chống chịu của nền kinh tế, đòi hỏi chính phủ phải triển khai hàng loạt biện pháp kích thích, bao gồm hỗ trợ tài chính, miễn giảm thuế và chính sách tiền tệ nới lỏng để duy trì thanh khoản và ổn định thị trường (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Hình 4.1. Tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

• Giai đoạn 2022–2024: Phục hồi mạnh mẽ sau đại dịch Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Từ năm 2022, GDP Việt Nam bật tăng mạnh, đạt mức 8,00% – mức tăng trưởng ấn tượng nhờ sự hồi phục của sản xuất công nghiệp, xuất khẩu và dịch vụ khi nền kinh tế mở cửa trở lại. Đây là kết quả của các gói hỗ trợ phục hồi và sự gia tăng tiêu dùng nội địa, đồng thời tận dụng cơ hội từ sự dịch chuyển chuỗi cung ứng toàn cầu sang Việt Nam. Tuy nhiên, đà phục hồi không duy trì ởiimức cao trong các năm tiếp theo: 2023 chỉ đạt 5,10% và 2024 tăng lên 7,10%. Nguyên nhân đến từ sự suy giảm nhu cầu toàn cầu, áp lực lạm phát, và những bất ổn kinh tế thế giới như căng thẳng địa chính trị và biến động giá nguyên liệu (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Nhìn tổng thể, tăng trưởng GDP Việt Nam giai đoạn 2015–2024 cho thấy khả năng thích ứng linh hoạt trước các cú sốc bên ngoài. Giai đoạn đầu thể hiện sự ổn định và tăng trưởng tích cực, trong khi cú sốc đại dịch khiến nền kinh tế chững lại, nhưng Việt Nam vẫn nhanh chóng phục hồi nhờ chính sách hỗ trợ hợp lý và tiềm năng thị trường nội địa mạnh mẽ. Tuy nhiên, sự biến động lớn cũng đặt ra thách thức về tính bền vững của tăng trưởng, đặc biệt trong bối cảnh phụ thuộc nhiều vào xuất khẩu và FDI. Trong tương lai, để duy trì tăng trưởng ổn định, Việt Nam cần tập trung vào đổi mới sáng tạo, nâng cao năng suất lao động, đa dạng hóa thị trường xuất khẩu và thúc đẩy kinh tế số.

4.1.2. Tỷ lệ lạm phát

Trong giai đoạn 2015–2024, lạm phát của Việt Nam duy trì ở mức tương đối thấp và ổn định, dao động từ 0,63% đến 3,62%, phản ánh một quá trình điều hành chính sách tiền tệ và tài khóa tương đối hiệu quả. Diễn biến lạm phát trong giai đoạn này có thể được phân thành bốn giai đoạn: mức thấp bất thường năm 2015, xu hướng gia tăng có kiểm soát giai đoạn 2016–2019, biến động đặc thù trong bối cảnh đại dịch COVID-19 (2020–2021) và giai đoạn phục hồi hậu đại dịch (2022–2024) (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Giai đoạn 2015 – lạm phát thấp kỷ lục: Lạm phát năm 2015 đạt 0,63%, mức thấp nhất trong cả giai đoạn nghiên cứu, Nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ sự sụt giảm mạnh của giá dầu và hàng hóa cơ bản trên thị trường quốc tế sau chu kỳ tăng giá kéo dài trước đó, qua đó làm giảm chi phí sản xuất và vận tải. Bên cạnh đó, tổng cầu trong nước chưa phục hồi hoàn toàn do quá trình tái cơ cấu hệ thống tài chính – ngân hàng và khu vực doanh nghiệp, dẫn đến áp lực cầu kéo yếu, Nhờ đó, kỳ vọng lạm phát được duy trì ở mức thấp, góp phần ổn định giá cả (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Giai đoạn 2016–2019 – lạm phát tăng nhưng trong tầm kiểm soát: Trong giai đoạn này, lạm phát tăng dần từ 2,66% (2016) lên khoảng 3,54% (2018) trước khi giảm nhẹ còn 2,79% (2019). Sự gia tăng này chủ yếu do (i) nhu cầu tiêu dùng và đầu tư tăng nhờ tăng trưởng GDP ổn định ở mức 6,7–7,2%, (ii) việc điều chỉnh giá các dịch vụ công (y tế, giáo dục, điện năng) theo lộ trình thị trường hóa, tạo ra áp lực chi phí đẩy, và (iii) giá hàng hóa quốc tế phục hồi nhẹ, đặc biệt là nhóm năng lượng và thực phẩm. Tuy nhiên, do Ngân hàng Nhà nước thực hiện chính sách tiền tệ thận trọng và phối hợp với chính sách tài khóa hợp lý, lạm phát vẫn duy trì trong mục tiêu đề ra (dưới 4%), qua đó đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

• Hình 4.2. Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

Giai đoạn 2020–2021 – tác động từ đại dịch COVID-19: Năm 2020, lạm phát đạt 3,22%, cao hơn kỳ vọng trong bối cảnh tăng trưởng GDP suy giảm mạnh, Hiện tượng này phản ánh sự chi phối của yếu tố chi phí đẩy, cụ thể là gián đoạn chuỗi cung ứng toàn cầu, chi phí logistics tăng và sự thiếu hụt nguồn cung ở một số mặt hàng thiết yếu. Tuy nhiên, sang năm 2021, lạm phát giảm xuống 1,83% do tổng cầu suy yếu mạnh dưới tác động của các biện pháp giãn cách xã hội, khiến áp lực cầu kéo hầu như biến mất. Đây là minh chứng cho sự tương tác phức tạp giữa cú sốc cung và cầu trong điều kiện khủng hoảng y tế toàn cầu (Tổng cục Thống kê 2015–2024). Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Giai đoạn 2022–2024 – lạm phát phục hồi quanh mức mục tiêu: Trong ba năm 2022–2024, lạm phát duy trì trong khoảng 3,16–3,62%, phản ánh sự phục hồi của cầu tiêu dùng và đầu tư sau đại dịch, cùng với tác động từ giá hàng hóa quốc tế biến động mạnh do căng thẳng địa chính trị. Ngoài ra, tỷ giá và kỳ vọng lạm phát đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn các cú sốc giá từ bên ngoài vào nền kinh tế trong nước. Mặc dù vậy, việc điều hành chính sách tiền tệ theo hướng linh hoạt, kết hợp với các biện pháp bình ổn giá hàng hóa thiết yếu, đã giúp lạm phát không vượt quá ngưỡng kiểm soát (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Lạm phát Việt Nam trong giai đoạn này chịu tác động đồng thời từ cả hai nhóm yếu tố: chi phí đẩy (giá năng lượng, thực phẩm, chi phí vận tải) và cầu kéo (phục hồi tiêu dùng và đầu tư). Lạm phát cơ bản có xu hướng ổn định hơn so với lạm phát chung, cho thấy kỳ vọng lạm phát được neo giữ hiệu quả. Các đợt điều chỉnh giá dịch vụ công có tác động nhất thời nhưng được thực hiện theo lộ trình, hạn chế rủi ro biến động đột ngột.

Nhìn chung, giai đoạn 2015–2024 là minh chứng cho sự thành công tương đối trong kiểm soát lạm phát của Việt Nam, ngay cả khi đối mặt với các cú sốc lớn như đại dịch COVID-19 và biến động thị trường quốc tế. Việc duy trì lạm phát ở mức mục tiêu, đồng thời hỗ trợ tăng trưởng và ổn định tài chính, cho thấy tầm quan trọng của điều hành chính sách vĩ mô dựa trên sự linh hoạt, chủ động và phối hợp hiệu quả.

4.1.3. Lãi suất danh nghĩa Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Trong giai đoạn 2015–2024, lãi suất danh nghĩa (INR) của Việt Nam biến động đáng kể, phản ánh sự điều chỉnh linh hoạt của chính sách tiền tệ nhằm thích ứng với bối cảnh kinh tế trong nước và quốc tế. Diễn biến này có thể chia thành ba giai đoạn chính: giai đoạn ổn định tương đối (2015–2016), giai đoạn biến động mạnh và tăng cao (2017–2019), và giai đoạn điều chỉnh giảm để hỗ trợ phục hồi kinh tế (2020–2024) (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Ở giai đoạn đầu (2015–2016), INR lần lượt ở mức 11,00% và 15,80%, cho thấy sự duy trì chính sách tiền tệ thận trọng nhằm kiểm soát lạm phát và đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô. Nguyên nhân khiến lãi suất tăng lên trong năm 2016 có thể liên quan đến nhu cầu kiềm chế áp lực tỷ giá, đảm bảo dòng vốn đầu tư trong bối cảnh kinh tế toàn cầu bất ổn và thị trường tài chính có nhiều biến động.

• Hình 4.3. Lãi suất danh nghĩa của Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

Giai đoạn 2017–2019 chứng kiến mức lãi suất khá cao, đặc biệt năm 2019 đạt đỉnh 17,00%. Đây là thời điểm kinh tế tăng trưởng ổn định, lạm phát ở mức trung bình, song việc duy trì lãi suất cao phản ánh sự thận trọng của Ngân hàng Nhà nước trong việc hạn chế tăng trưởng tín dụng quá nóng, kiểm soát rủi ro nợ xấu và giữ ổn định thị trường ngoại hối. Việc lãi suất tăng trở lại vào năm 2018 và duy trì cao năm 2019 cho thấy chính sách ưu tiên ổn định vĩ mô hơn là kích thích mạnh mẽ tăng trưởng.

Từ năm 2020, khi đại dịch Covid-19 bùng phát và tác động nghiêm trọng đến nền kinh tế, lãi suất danh nghĩa bắt đầu giảm đáng kể để hỗ trợ phục hồi. Năm 2020, INR giảm còn 13,50%, và tiếp tục giảm trong các năm sau, xuống 10,10% vào năm 2021 và chạm mức thấp nhất 9,00% vào năm 2024. Điều này phản ánh việc Ngân hàng Nhà nước áp dụng chính sách tiền tệ nới lỏng nhằm giảm chi phí vốn, hỗ trợ doanh nghiệp duy trì hoạt động và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế sau khủng  hoảng. Việc duy trì mức lãi suất thấp kéo dài còn nhằm tạo điều kiện cho tín dụng mở rộng, thúc đẩy đầu tư và tiêu dùng nội địa trong bối cảnh phục hồi kinh tế toàn cầu còn nhiều bất định (Tổng cục Thống kê 2015–2024).

Tác động của xu hướng này rất rõ rệt: giai đoạn lãi suất cao trước 2020 giúp kiểm soát lạm phát, ổn định đồng tiền và ngăn ngừa rủi ro hệ thống tài chính. Ngược lại, giai đoạn lãi suất thấp sau 2020 đóng vai trò quan trọng trong việc kích thích tổng cầu, nhưng cũng đặt ra nguy cơ về gia tăng tín dụng, áp lực lạm phát và rủi ro nợ xấu nếu kinh tế phục hồi chậm. Điều này cho thấy vai trò then chốt của chính sách tiền tệ trong việc điều tiết chu kỳ kinh tế, cũng như tầm quan trọng của việc phối hợp với chính sách tài khóa để đảm bảo ổn định dài hạn.

Nhìn chung, biến động lãi suất danh nghĩa trong giai đoạn 2015–2024 phản ánh một quá trình điều hành chính sách tiền tệ chủ động và linh hoạt. Việc điều chỉnh kịp thời giúp hạn chế cú sốc kinh tế, duy trì ổn định tài chính và hỗ trợ phục hồi tăng trưởng. Tuy nhiên, bài học kinh nghiệm là cần có cơ chế dự phòng rủi ro khi nới lỏng tiền tệ kéo dài, đặc biệt trong bối cảnh kinh tế toàn cầu còn nhiều biến động.

4.2. Tổng quan về các NH TMCP Việt Nam giai đoạn 2015–2024 Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

4.2.1. Tăng trưởng tín dụng

Trong giai đoạn 2015–2024, hoạt động tín dụng của các ngân hàng thương mại Việt Nam duy trì mức tăng trưởng tương đối ổn định, trung bình khoảng 13–15% mỗi năm. Sự ổn định này phản ánh khả năng đáp ứng nhu cầu vốn ngày càng lớn của nền kinh tế, đồng thời cho thấy các ngân hàng đã vận hành theo hướng thận trọng và hiệu quả hơn sau giai đoạn mở rộng mạnh trước đó (World Bank, NHNN, 2015 – 2024).

Giai đoạn 2015–2016 chứng kiến tín dụng duy trì trong khoảng 18,3 – 18,2%, nhờ các chính sách thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và mở rộng tín dụng cho doanh nghiệp. Các ngân hàng thương mại tích cực huy động vốn để đáp ứng nhu cầu vay của thị trường, đặc biệt trong các lĩnh vực sản xuất, thương mại và xuất khẩu.

Từ 2017 đến 2019, tốc độ tăng trưởng tín dụng có dấu hiệu giảm, khoảng 18,1 – 13,7%. Nguyên nhân chủ yếu là do Ngân hàng Nhà nước áp dụng các biện pháp siết chặt cho vay vào những lĩnh vực rủi ro cao, nâng cao các tỷ lệ an toàn vốn, và kiểm soát thanh khoản để đảm bảo hệ thống ngân hàng hoạt động bền vững. Mặc dù tăng trưởng chậm hơn giai đoạn trước, nhưng chất lượng tín dụng được cải thiện và rủi ro nợ xấu được kiểm soát tốt hơn.

Năm 2020 là thời điểm đặc biệt do ảnh hưởng của đại dịch COVID-19. Tăng trưởng tín dụng giảm xuống khoảng 12,1%, khi nhiều doanh nghiệp và hộ kinh doanh gặp khó khăn, nhu cầu vay vốn giảm. Ngân hàng Nhà nước đã triển khai các gói tín dụng ưu đãi, hỗ trợ cơ cấu nợ và giảm lãi suất, giúp duy trì dòng vốn cho nền kinh tế.

Giai đoạn 2021 – 2022 tín dụng phục hồi, tăng trưởng đạt khoảng 13 – 14%, nhờ nền kinh tế hồi phục và thanh khoản hệ thống ngân hàng ổn định. Các ngân hàng lớn tập trung vào cho vay sản xuất, xuất khẩu và bất động sản, đồng thời mở rộng dịch vụ ngân hàng số để tăng hiệu quả vận hành.

Đến năm 2023–2024, tăng trưởng tín dụng tăng từ 11,5–15,09%, phản ánh sự cân bằng giữa nhu cầu vốn của nền kinh tế và các biện pháp kiểm soát rủi ro của ngân hàng. Các ngân hàng tiếp tục ưu tiên cho vay vào các lĩnh vực chiến lược, đảm bảo vừa tăng trưởng vừa giữ vững an toàn tài chính (World Bank, NHNN, 2015 – 2024).

• Hình 4,4, Tốc độ tăng trưởng tín dụng của các NH TMCP Việt Nam giai đoạn 2015–2024

Nhìn chung, giai đoạn 2015–2024 cho thấy ngân hàng thương mại Việt Nam hoạt động tín dụng ổn định và linh hoạt, vừa đáp ứng nhu cầu vốn cho nền kinh tế, vừa quản lý rủi ro hiệu quả, đặc biệt trong bối cảnh biến động kinh tế,

4.2.2. Tỷ lệ dư nợ tín dụng/GDP Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Tỷ lệ dư nợ tín dụng/GDP phản ánh mức độ gắn kết giữa hệ thống ngân hàng và nền kinh tế, cho thấy tín dụng mở rộng so với quy mô sản xuất – kinh doanh trong nước, Trong giai đoạn 2015–2024, tỷ lệ này có xu hướng tăng mạnh, từ 98,1% năm 2015 lên 134,0% năm 2024 (World Bank, NHNN, 2015 – 2024).

• Hình 4.5. Tỷ lệ dư nợ tín dụng/GDP của các NH TMCP Việt Nam giai đoạn 2015–2024

2015–2016: Tỷ lệ giảm nhẹ từ 98,1% xuống 90,4%, chủ yếu do GDP tăng trưởng mạnh trong khi tín dụng chỉ tăng vừa phải. Điều này cho thấy hệ thống ngân hàng đã thận trọng hơn trong cho vay, tập trung vào các lĩnh vực ít rủi ro.

2017–2019: Tỷ lệ bắt đầu tăng trở lại, đạt 98,9% năm 2017 và 105,3% năm 2019. Nguyên nhân là sự mở rộng tín dụng mạnh mẽ của các ngân hàng thương mại để đáp ứng nhu cầu vốn cho doanh nghiệp, đặc biệt trong sản xuất và xuất khẩu. Đồng thời, các ngân hàng cũng cải thiện quy trình quản lý rủi ro, đảm bảo tăng trưởng tín dụng đi kèm với an toàn vốn.

2020–2022: Tỷ lệ tiếp tục tăng, đạt 108,0% năm 2020 và 124,3% năm 2022. Trong bối cảnh đại dịch COVID-19, các ngân hàng đã triển khai các gói hỗ trợ lãi suất, cơ cấu lại nợ cho doanh nghiệp, giúp duy trì dòng vốn cho nền kinh tế.

2023–2024: Tỷ lệ tăng mạnh lên 125,9% năm 2023 và 134,0% năm Sự tăng trưởng này phản ánh nhu cầu vốn phục hồi mạnh mẽ sau đại dịch, đặc biệt trong các lĩnh vực bất động sản, sản xuất và xuất khẩu. Tuy nhiên, tỷ lệ này cũng cho thấy mức độ phụ thuộc cao của nền kinh tế vào tín dụng ngân hàng, tiềm ẩn rủi ro về nợ xấu và ổn định tài chính (World Bank, NHNN, 2015 – 2024).

4.2.3. Tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản của các NH TMCP Việt Nam

Việc phân tích tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2015–2024 giúp đánh giá mức độ sử dụng vốn trong hoạt động tín dụng, đồng thời phản ánh khả năng quản lý rủi ro và hiệu quả kinh doanh của hệ thống ngân hàng. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

2015–2016: Tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản tăng từ 65,2% lên 67,8%. Sự gia tăng này phản ánh xu hướng mở rộng tín dụng của các ngân hàng, đồng thời cho thấy mức độ sử dụng vốn tín dụng trong tổng tài sản của ngân hàng đang tăng lên.

2017–2019: Tỷ lệ tiếp tục tăng, đạt 70,1% năm 2017 và 74,0% năm 2019. Điều này cho thấy các ngân hàng tiếp tục đẩy mạnh hoạt động tín dụng, đặc biệt là trong bối cảnh nền kinh tế phát triển ổn định và nhu cầu vay vốn của doanh nghiệp tăng cao.

2020–2022: Tỷ lệ tăng từ 75,3% năm 2020 lên 80,2% năm 2022. Mặc dù đại dịch COVID-19 ảnh hưởng đến nền kinh tế, nhưng các ngân hàng vẫn duy trì hoạt động tín dụng để hỗ trợ doanh nghiệp và nền kinh tế phục hồi.

2023–2024: Tỷ lệ tiếp tục tăng lên 82,5% năm 2023 và 85,0% năm 2024. Sự gia tăng này phản ánh nhu cầu tín dụng cao trong nền kinh tế, đồng thời cho thấy các ngân hàng đang sử dụng một phần lớn tổng tài sản để cấp tín dụng (NHNN, 2015 – 2024).

• Hình 4.6. Tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản của các NH TMCP Việt Nam giai đoạn 2015–2024

Nhìn chung, việc tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản tăng đều trong suốt giai đoạn 2015–2024 cho thấy các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam đang duy trì chiến lược tăng trưởng tín dụng bền vững, phù hợp với nhu cầu vốn của nền kinh tế. Mặc dù tỷ lệ dư nợ tín dụng so với tổng tài sản tăng, các ngân hàng cần chú trọng đến việc quản lý rủi ro tín dụng, đặc biệt là trong bối cảnh nền kinh tế có thể đối mặt với những biến động không lường trước. Ngoài ra, việc duy trì tỷ lệ dư nợ tín dụng ở mức hợp lý giúp các ngân hàng vừa đáp ứng nhu cầu tín dụng của nền kinh tế, vừa đảm bảo an toàn tài chính, tránh rủi ro thanh khoản và nợ xấu.

4.2.4. Tỷ lệ nợ xấu Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Tỷ lệ nợ xấu là chỉ số quan trọng phản ánh chất lượng tín dụng và hiệu quả quản lý rủi ro của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2015–2024.

• Hình 4.7. Tỷ lệ nợ xấu của các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

2015–2016: Tỷ lệ nợ xấu giảm từ 2,46% xuống 2,17%, cho thấy các ngân hàng đã cải thiện hiệu quả quản lý tín dụng, xử lý nợ xấu và áp dụng các biện pháp kiểm soát rủi ro chặt chẽ hơn.

2017–2019: Nợ xấu tiếp tục giảm đều, từ 2,1% xuống 1,77%, phản ánh chất lượng tín dụng được cải thiện khi các NH tập trung cho vay các lĩnh vực an toàn và nâng cao công tác thẩm định KH.

2020–2022: Mặc dù đại dịch COVID-19 ảnh hưởng đến nền kinh tế, tỷ lệ nợ xấu vẫn ổn định ở mức khoảng 1,83–1,88%. Nguyên nhân là NHNN đã triển khai các cơ chế cơ cấu nợ, giãn nợ và giảm lãi suất, giúp các doanh nghiệp duy trì khả năng trả nợ.

2023–2024: Tỷ lệ nợ xấu duy trì ở mức thấp, khoảng 1,80 – 1,82%, cho thấy các ngân hàng vẫn giữ được chất lượng tín dụng tốt và khả năng quản lý rủi ro hiệu quả, đồng thời kiểm soát được áp lực từ việc mở rộng tín dụng trong nền kinh tế tăng trưởng nhanh (NHNN, 2015 – 2024).

Nhìn chung, tỷ lệ nợ xấu của các NHTMCP Việt Nam giảm và ổn định qua các năm, phản ánh hiệu quả quản lý tín dụng và kiểm soát rủi ro. Ngoài ra, việc duy trì tỷ lệ nợ xấu thấp giúp ngân hàng vừa đáp ứng nhu cầu tín dụng của nền kinh tế, vừa đảm bảo an toàn tài chính, giảm nguy cơ khủng hoảng tín dụng.

4.2.5. Khả năng thanh khoản

Khả năng thanh khoản là chỉ số quan trọng đánh giá mức độ sẵn sàng của các ngân hàng thương mại trong việc đáp ứng các nghĩa vụ ngắn hạn và đảm bảo ổn định tài chính.

2015–2016: Tỷ lệ thanh khoản duy trì ở mức 32–33,5%, phản ánh các ngân hàng bảo đảm sự cân đối hợp lý giữa nguồn vốn huy động và tín dụng cấp ra, đủ khả năng đáp ứng nhu cầu rút tiền của khách hàng và nghĩa vụ thanh toán ngắn hạn.

2017–2019: Tỷ lệ tăng nhẹ lên 35%, cho thấy các ngân hàng tiếp tục cải thiện khả năng quản lý thanh khoản, đồng thời mở rộng tín dụng một cách thận trọng. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

2020–2022: Trong bối cảnh COVID-19, tỷ lệ thanh khoản tăng lên 37–37,5%. Điều này phản ánh việc các ngân hàng giữ lại nhiều dự trữ tiền mặt và tài sản dễ thanh khoản nhằm đảm bảo khả năng chi trả, đồng thời tuân thủ các quy định của NHNN về tỷ lệ thanh khoản.

2023–2024: Khả năng thanh khoản tiếp tục tăng nhẹ, đạt 38–38,5%. Đây là mức hợp lý, giúp ngân hàng cân đối giữa việc mở rộng tín dụng và đảm bảo sẵn sàng nguồn tiền mặt, đồng thời giảm thiểu rủi ro thanh khoản trong điều kiện nền kinh tế tăng trưởng nhanh và biến động tài chính (NHNN, 2015 – 2024).

• Hình 4.8. Khả năng thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2015–2024

Nhìn chung, trong giai đoạn 2015–2024, tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam được cải thiện liên tục và duy trì ở mức ổn định, phản ánh chiến lược quản lý rủi ro hiệu quả. Thanh khoản được kiểm soát tốt giúp ngân hàng đảm bảo nghĩa vụ chi trả, củng cố sự ổn định của hệ thống và tạo nền tảng cho tăng trưởng tín dụng lâu dài.

4.2. Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng của các NH TMCP Việt Nam

4.2.1. Thống kê mô tả

Bảng thống kê mô tả phản ánh đặc điểm của các biến trong mô hình nghiên cứu dựa trên 260 quan sát.

• Bảng 4.1. Kết quả mô tả các biến nghiên cứu

Tốc độ tăng trưởng tín dụng (LGR) có giá trị trung bình khoảng 8,85%, nhưng biến động khá lớn với độ lệch chuẩn 0,0855 và khoảng dao động từ -82% đến 26,8%, cho thấy sự phân hóa mạnh giữa các NH. Tỷ lệ tiền gửi (DEP) đạt trung bình 56,46%, dao động từ 14,7% đến 80%, phản ánh sự khác biệt về khả năng huy động vốn. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) bình quân ở mức 9,2%, cao hơn chuẩn an toàn thông thường, với giá trị cực đại tới 23,8%, cho thấy rủi ro tín dụng đáng kể trong hệ thống. Tỷ lệ vốn tự có (CAP) khá thấp, trung bình chỉ 0,77% và có trường hợp âm (-5,5%), hàm ý một số ngân hàng gặp khó khăn về năng lực tài chính. Tỷ lệ thanh khoản (LIQ) trung bình 21,13%, dao động từ 6% đến 51%, thể hiện sự khác biệt lớn trong khả năng đảm bảo thanh khoản. Quy mô ngân hàng (SIZE), đo bằng logarit tổng tài sản, có giá trị trung bình 18,54, với khoảng dao động từ 16,50 đến 21,14, cho thấy sự tồn tại của cả ngân hàng lớn và nhỏ trong mẫu nghiên cứu. Các biến vĩ mô tương đối ổn định: lãi suất (INR) bình quân 12,2%, tăng trưởng GDP khoảng 6,07% và lạm phát ở mức 2,82%. Nhìn chung, các biến ngân hàng thể hiện sự biến động đáng kể, trong khi các yếu tố kinh tế vĩ mô duy trì tương đối ổn định trong giai đoạn nghiên cứu.

4.2.2. Kết quả kiểm định giả thuyết Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

4.2.2.1. Kiểm định hệ số tương quan

• Bảng 4.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến

Kết quả phân tích ma trận tương quan giữa các biến cho thấy một số mối quan hệ đáng chú ý. Biến tăng trưởng tín dụng (LGR) có tương quan dương khá mạnh với tỷ lệ vốn tự có (CAP) (r = 0,8795) và tương quan dương vừa phải với quy mô ngân hàng (SIZE) (r = 0,4734), cho thấy các NH có quy mô lớn và vốn tự có cao thường có khả năng mở rộng tín dụng tốt hơn. Ngược lại, LGR có tương quan âm với lãi suất (INR) (-0,1658) và nợ xấu (NPL) (-0,1320), hàm ý rằng chi phí vốn cao và rủi ro tín dụng có thể làm giảm khả năng tăng trưởng cho vay.

Đối với các biến khác, DEP (tỷ lệ tiền gửi) có tương quan dương với LGR (0,2870) và INF (0,2323), nhưng lại tương quan âm với thanh khoản (LIQ) (-0,2347) và GDP (-0,1582), phản ánh sự đánh đổi giữa huy động tiền gửi và duy trì thanh khoản. Quy mô ngân hàng (SIZE) tương quan âm khá mạnh với nợ xấu (NPL) (-0,6201), cho thấy các ngân hàng lớn thường quản lý rủi ro tốt hơn. Ngoài ra, tương quan giữa các biến vĩ mô như GDP và INR (0,2185), GDP và INF (0,1538) cho thấy mối quan hệ thuận chiều, phù hợp với đặc điểm tăng trưởng kinh tế đi kèm biến động giá cả.

Nhìn chung, ma trận tương quan không cho thấy xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến giải thích, ngoại trừ mối quan hệ cao giữa LGR và CAP (r ≈ 0,88), điều này cần được kiểm tra kỹ hơn trong quá trình ước lượng mô hình GMM.

4.2.2.2. Kiểm tra đa cộng tuyến

• Bảng 4.3. Kết quả kiểm tra VIF

Kết quả kiểm định đa cộng tuyến thông qua hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF) được trình bày trong Bảng X cho thấy các giá trị VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, với giá trị cao nhất thuộc về biến quy mô ngân hàng (SIZE) là 2,43, tiếp theo là biến nợ xấu (NPL) với VIF = 2,37. Các biến còn lại đều có VIF thấp, dao động từ 1,11 đến 1,56. Giá trị VIF trung bình là 1,53, phản ánh mức độ tương quan tuyến tính giữa các biến giải thích là thấp và không đáng lo ngại.

Theo ngưỡng thông dụng được đề xuất bởi Gujarati (2003) và Wooldridge (2010), hiện tượng đa cộng tuyến chỉ được xem là nghiêm trọng khi VIF lớn hơn 10. Do đó, kết quả phân tích này khẳng định mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng, đảm bảo tính ổn định và độ tin cậy cho các ước lượng hồi quy trong mô hình GMM. Tuy nhiên, mối tương quan tương đối cao giữa LGR và CAP quan sát được trong ma trận tương quan trước đó vẫn cần được lưu ý trong việc diễn giải kết quả thực nghiệm. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

4.2.3. Phân tích hồi quy

4.2.3.1. Hồi quy OLS

• Bảng 4.4. Kết quả hồi quy theo phương pháp OLS

Kết quả hồi quy mô hình tuyến tính cho thấy mô hình được ước lượng với 260 quan sát và 8 biến độc lập, đạt giá trị F = 365,34 với mức ý nghĩa thống kê 1% (p-value = 0,0000), chứng tỏ mô hình có ý nghĩa chung. Hệ số xác định R2R^2R2 đạt 0,9209, kết quả hồi quy chỉ ra rằng các biến độc lập trong mô hình giải thích được 92,09% sự thay đổi của biến phụ thuộc (LGR). Giá trị Root MSE = 0,02444 cho thấy mức độ sai lệch của mô hình thấp, qua đó phản ánh độ phù hợp cao giữa dữ liệu thực tế và giá trị ước lượng.

Xét về ý nghĩa thống kê của các biến độc lập, kết quả ước lượng cho thấy:

• Tỷ lệ tiền gửi (DEP) có tác động dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, với hệ số ước lượng 0,0463, cho thấy khi tỷ lệ huy động vốn tăng, tăng trưởng tín dụng cũng có xu hướng gia tăng tương ứng.
• Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có tác động âm mạnh và có ý nghĩa cao (p < 0,01), với hệ số -0,9124, hàm ý rằng sự gia tăng nợ xấu làm suy giảm đáng kể tăng trưởng tín dụng.
• Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP) thể hiện tác động dương rất lớn và có ý nghĩa ở mức 1%, với hệ số 11,768, khẳng định vai trò then chốt của vốn tự có trong việc thúc đẩy mở rộng tín dụng.
• Tỷ lệ thanh khoản (LIQ) có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa ở mức 5%, với hệ số 0,0435, cho thấy khả năng thanh khoản tốt giúp ngân hàng linh hoạt hơn trong cấp tín dụng.
• Quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị p = 0,632, không đạt mức ý nghĩa thống kê, phản ánh rằng quy mô không phải là yếu tố chi phối tăng trưởng tín dụng trong giai đoạn nghiên cứu.
• Lãi suất (INR) có tác động dương và có ý nghĩa ở mức 5%, với hệ số 0,121, cho thấy sự gia tăng lãi suất có mối liên hệ cùng chiều với tăng trưởng tín dụng, có thể do phản ánh nhu cầu vốn cao trong điều kiện kinh tế mở rộng.
• Cuối cùng, các biến kinh tế vĩ mô như tăng trưởng GDP và lạm phát (INF) đều không có ý nghĩa thống kê (p > 0,1), cho thấy tác động của các yếu tố vĩ mô đến tăng trưởng tín dụng trong giai đoạn này là tương đối hạn chế..

Nhìn chung, các yếu tố nội tại ngân hàng như vốn tự có, nợ xấu và thanh khoản có ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng tín dụng, trong khi các yếu tố vĩ mô như GDP và lạm phát không có ý nghĩa. Điều này gợi ý rằng việc nâng cao năng lực tài chính và quản trị rủi ro tín dụng là trọng tâm quan trọng đối với sự phát triển bền vững của hoạt động cho vay ngân hàng.

4.2.3.2. FEM Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

• Bảng 4.5. Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM

Kết quả ước lượng theo mô hình tác động cố định (Fixed Effects) với 260 quan sát và 26 nhóm (ngân hàng) cho thấy mô hình đạt ý nghĩa thống kê chung ở mức 1% (F (8,226) = 333,13; p-value = 0,0000). Hệ số xác định R2 trong mô hình đạt 0,9218 đối với biến động trong nhóm (within), cho thấy 92,18% sự thay đổi của tăng trưởng tín dụng (LGR) được giải thích bởi các biến độc lập trong cùng một ngân hàng theo thời gian. Giá trị rho = 0,4281 cho thấy khoảng 42,8% phương sai tổng thể xuất phát từ sự khác biệt cố hữu giữa các ngân hàng, khẳng định tính cần thiết của mô hình FE. Kết quả kiểm định F cho giả thuyết H0: ui = 0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1% (F (25,226) = 3,63), chứng tỏ tác động cố định tồn tại.

4.2.3.3  REM

• Bảng 4.6. Kết quả hồi quy theo phương pháp REM

Dựa trên kết quả hồi quy mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects GLS) với 260 quan sát từ 26 ngân hàng thương mại trong giai đoạn nghiên cứu, có thể rút ra một số nhận định quan trọng. Trước hết, hệ số xác định tổng thể (Overall R-squared) đạt 0,9199, cho thấy các biến độc lập trong mô hình giải thích khoảng 91,99% sự biến động của tăng trưởng tín dụng (LGR), phản ánh mức độ phù hợp rất cao. Kiểm định Wald chi-bình phương có giá trị 2845,30 với mức ý nghĩa thống kê 1%, khẳng định mô hình được xây dựng là đáng tin cậy. Giá trị rho chỉ khoảng 0,0999, nghĩa là phần biến động do đặc trưng riêng của từng ngân hàng chỉ chiếm khoảng 10%, hàm ý sự khác biệt giữa các ngân hàng không quá lớn so với yếu tố thời gian và các biến giải thích khác.

Xét về các nhân tố ảnh hưởng, nhóm biến nội tại ngân hàng đóng vai trò quyết định trong việc thúc đẩy tăng trưởng tín dụng. Cụ thể, tỷ lệ tiền gửi khách hàng (DEP) có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (hệ số 0,0404), cho thấy khả năng huy động vốn mạnh giúp ngân hàng mở rộng cho vay. Ngược lại, tỷ lệ nợ xấu (NPL) tác động tiêu cực mạnh mẽ (hệ số -1,0065, p<0,01), phản ánh việc gia tăng nợ xấu làm giảm khả năng cấp tín dụng do rủi ro tín dụng cao hơn. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP) có hệ số 12,1368 và ý nghĩa ở mức 1%, hàm ý rằng năng lực tài chính vững mạnh tạo điều kiện cho ngân hàng tăng quy mô cho vay, nhấn mạnh vai trò của vốn tự có trong đảm bảo an toàn và mở rộng tín dụng. Thanh khoản (LIQ) cũng có tác động tích cực và có ý nghĩa (hệ số 0,058), cho thấy khả năng duy trì thanh khoản tốt sẽ hỗ trợ ngân hàng linh hoạt hơn trong cung ứng tín dụng. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Đối với các yếu tố quy mô và vĩ mô, quy mô ngân hàng (SIZE) có hệ số âm (-0,0037) nhưng không có ý nghĩa thống kê, cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, quy mô không phải là yếu tố quyết định tăng trưởng tín dụng. Về yếu tố lãi suất (INR), kết quả cho thấy tác động dương (0,1245) với mức ý nghĩa 5%, có thể xuất phát từ việc ngân hàng kỳ vọng lợi nhuận biên cao hơn khi lãi suất tăng, từ đó khuyến khích mở rộng tín dụng. Ngược lại, tăng trưởng GDP và lạm phát (INF) đều không có ý nghĩa thống kê, phản ánh tín dụng ngân hàng trong giai đoạn này ít bị chi phối bởi biến động kinh tế vĩ mô, mà phụ thuộc chủ yếu vào sức khỏe nội tại của ngân hàng.

Tổng thể, mô hình này nhấn mạnh vai trò then chốt của các yếu tố nội tại ngân hàng, đặc biệt là vốn chủ sở hữu, nợ xấu và khả năng huy động vốn, trong việc quyết định tăng trưởng tín dụng, trong khi tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tương đối hạn chế.

4.2.3.4. Lựa chọn mô hình

• Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Hausman

Để xác định mô hình phù hợp giữa hiệu ứng cố định (FEM) và hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman. Kết quả kiểm định cho thấy giá trị thống kê Chi-squared đạt 59,60 với p-value = 0,000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%.  Điều này cho thấy giả thuyết gốc (H0) – rằng mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên là phù hợp – bị bác bỏ. Nói cách khác, có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa ước lượng của FEM và REM, do đó mô hình hiệu ứng cố định (FEM) được đánh giá là phù hợp hơn cho phân tích dữ liệu trong nghiên cứu này.

4.2.4. Phương pháp ước lượng GMM Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

4.2.4.1. Kiểm định phương sai sự thay đổi

• Bảng 4.8. Kết quả kiểm định phương sai sự thay đổi

Kiểm định White được tiến hành nhằm đánh giá giả định về phương sai sai số đồng nhất trong mô hình. Kết quả cho thấy giá trị thống kê Chi-squared đạt 225,79 với mức ý nghĩa p-value 0,0000, nhỏ hơn ngưỡng 5%, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H₀ về phương sai đồng nhất. Điều này khẳng định sự tồn tại của hiện tượng phương sai sai số thay đổi (heteroskedasticity) trong mô hình.

Phân rã theo Cameron và Trivedi tiếp tục củng cố kết luận này: thành phần Heteroskedasticity có p-value bằng 0,0000, cho thấy sự vi phạm nghiêm trọng giả định về phương sai đồng nhất. Ngoài ra, thành phần Skewness cũng cho kết quả có ý nghĩa thống kê (p-value = 0,0000), phản ánh hiện tượng phân phối phần dư không đối xứng. Trong khi đó, thành phần Kurtosis có p-value = 0,1722, lớn hơn 5%, nên không có bằng chứng cho thấy độ nhọn phân phối sai lệch đáng kể so với phân phối chuẩn.

Từ các kết quả trên có thể khẳng định rằng mô hình hồi quy vi phạm giả định về phương sai đồng nhất, đồng thời tồn tại dấu hiệu phân phối phần dư không chuẩn.

4.2.4.2. Kiểm định sự tự tương quan

• Bảng 4.9. Kết quả kiểm định sự tự tương quan

Kiểm định Wooldridge được sử dụng nhằm xác định hiện tượng tự tương quan bậc nhất trong dữ liệu bảng. Kết quả cho thấy giá trị thống kê F đạt 18,004 với mức ý nghĩa p-value bằng 0,0003, nhỏ hơn ngưỡng 5%. Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H₀ cho rằng mô hình không có tự tương quan. Nói cách khác, tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc nhất trong phần dư của mô hình.

Việc xuất hiện tự tương quan có thể làm cho ước lượng trở nên kém hiệu quả và sai số chuẩn bị chệch, dẫn đến kiểm định thống kê không còn đáng tin cậy.

4.2.4.3. Ước lượng GMM Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Kết quả kiểm định cho thấy mô hình hồi quy sử dụng dữ liệu bảng đã vi phạm một số giả định quan trọng của phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS) và mô hình hiệu ứng cố định (FEM). Cụ thể, kiểm định White cho thấy sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi, trong khi kiểm định Wooldridge khẳng định sự xuất hiện của tự tương quan bậc nhất trong phần dư. Hai vấn đề này dẫn đến khả năng sai số chuẩn bị chệch, làm suy giảm độ tin cậy của các kiểm định thống kê và kết quả ước lượng.

Hơn nữa, dữ liệu bảng có thể tồn tại vấn đề nội sinh giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc, đặc biệt trong bối cảnh nghiên cứu hành vi tăng trưởng tín dụng chịu ảnh hưởng đồng thời của các yếu tố vi mô (đặc điểm ngân hàng) và vĩ mô (điều kiện kinh tế). Nếu không xử lý, hiện tượng nội sinh sẽ gây sai lệch nghiêm trọng trong ước lượng.

Do đó, để đảm bảo tính nhất quán và hiệu quả của ước lượng, nghiên cứu lựa chọn phương pháp Generalized Method of Moments (GMM). GMM được đánh giá là phù hợp trong trường hợp dữ liệu bảng động (dynamic panel), có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và khả năng nội sinh. Phương pháp này sử dụng các biến công cụ nội sinh và ngoại sinh nhằm loại bỏ chệch ước lượng, đồng thời cung cấp kết quả ước lượng tin cậy hơn so với FEM hay REM trong điều kiện vi phạm các giả định cổ điển.

• Bảng 4.10. Kết quả ước lượng GMM

Mô hình được ước lượng bằng phương pháp System GMM hai bước nhằm xử lý khả năng nội sinh và hiện tượng tự tương quan trong mô hình động. Kết quả cho thấy biến phụ thuộc trễ L1.LGRL1.LGRL1.LGR có hệ số âm (- 0,0366) nhưng không có ý nghĩa thống kê (p = 0,424), điều này hàm ý rằng tăng trưởng tín dụng ở giai đoạn trước không ảnh hưởng đáng kể đến tốc độ tăng trưởng hiện tại khi xét đồng thời các yếu tố khác.

Trong số các biến giải thích, tỷ lệ tiền gửi (DEP) có tác động tiêu cực và có ý nghĩa ở mức 5% (hệ số = -0,1223), cho thấy khi tỷ lệ tiền gửi tăng thì tốc độ tăng trưởng tín dụng có xu hướng giảm. Điều này có thể xuất phát từ việc nguồn vốn huy động chưa được chuyển hóa hiệu quả thành tín dụng hoặc ngân hàng ưu tiên các kênh đầu tư khác. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) cũng cho thấy tác động tiêu cực mạnh mẽ với hệ số -0,87 và ý nghĩa thống kê cao (p < 0,01), phản ánh rủi ro tín dụng lớn sẽ làm hạn chế khả năng mở rộng cho vay. Ngược lại, tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP) có ảnh hưởng tích cực rất mạnh (hệ số = 10,44, p < 0,01), chứng tỏ các ngân hàng có nền tảng vốn vững chắc sẽ có điều kiện mở rộng tín dụng tốt hơn. Các biến khác như thanh khoản (LIQ), quy mô ngân hàng (SIZE) và các yếu tố vĩ mô (lãi suất, tăng trưởng GDP, lạm phát) không có ý nghĩa thống kê, hàm ý tác động của chúng chưa rõ rệt trong bối cảnh nghiên cứu. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Về kiểm định chẩn đoán, mô hình đáp ứng các điều kiện cần thiết để đảm bảo tính tin cậy. Kết quả kiểm định Arellano-Bond cho thấy không tồn tại tự tương quan bậc hai (AR(2): p = 0,722 > 0,05), đảm bảo giả định về sai số của phương pháp GMM. Đồng thời, kiểm định Hansen và Sargan đều không bác bỏ giả thuyết công cụ hợp lệ (p-value lần lượt là 0,247 và 0,262), chứng tỏ bộ công cụ sử dụng là đáng tin cậy và mô hình được xác định tốt. Ngoài ra, kiểm định Difference-in-Hansen cũng cho kết quả tương tự, củng cố tính hợp lệ của các biến công cụ trong mô hình.

Nhìn chung, kết quả trên khẳng định System GMM hai bước là phương pháp ước lượng phù hợp cho dữ liệu nghiên cứu. Các yếu tố nội tại như vốn chủ sở hữu, nợ xấu và tỷ lệ tiền gửi là những nhân tố có ý nghĩa trong việc giải thích sự thay đổi của tăng trưởng tín dụng, trong khi các yếu tố thanh khoản, quy mô và biến vĩ mô không thể hiện ảnh hưởng đáng kể trong mô hình này.

4.3. Thảo luận

Kết quả ước lượng từ mô hình System GMM hai bước cung cấp một số bằng chứng quan trọng về các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng thương mại trong giai đoạn nghiên cứu. Việc lựa chọn phương pháp GMM là phù hợp nhằm giải quyết hiện tượng nội sinh do biến phụ thuộc trễ và các đặc điểm cố hữu của dữ liệu bảng động, đồng thời xử lý được các vấn đề sai số chuẩn bị chệch thông qua ước lượng robust.

Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM hệ thống hai bước cho thấy một số biến có tác động đáng kể đến tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng thương mại Việt Nam, trong khi một số yếu tố khác lại không thể hiện ý nghĩa thống kê rõ rệt. Biến trễ của tăng trưởng tín dụng (L1.LGR) mặc dù có dấu âm nhưng không có ý nghĩa thống kê, cho thấy mức tăng trưởng tín dụng của giai đoạn trước không còn là yếu tố quyết định trong việc duy trì tốc độ tăng trưởng hiện tại khi đồng thời kiểm soát các biến giải thích khác. Điều này gợi ý rằng tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng Việt Nam có thể phụ thuộc nhiều hơn vào các yếu tố nội tại như cấu trúc vốn và rủi ro tín dụng hơn là quán tính của chu kỳ tăng trưởng trong quá khứ. Nói cách khác, các ngân hàng không dựa nhiều vào xu hướng mở rộng tín dụng của kỳ trước mà phải điều chỉnh chiến lược cấp tín dụng dựa trên điều kiện tài chính hiện hành và yêu cầu quản trị rủi ro.

Đối với, tỷ lệ huy động (DEP) có tác động âm (-0,1223) và có ý nghĩa ở mức 5%, trái ngược với kỳ vọng ban đầu. Điều này cho thấy khi ngân hàng tăng huy động vốn so với tổng tài sản, tốc độ tăng trưởng tín dụng có xu hướng giảm. Nguyên nhân có thể xuất phát từ việc chi phí huy động tăng lên, làm giảm khả năng cạnh tranh về lãi suất cho vay, hoặc do ngân hàng ưu tiên an toàn thanh khoản hơn là mở rộng cho vay khi phải tuân thủ các chuẩn mực an toàn vốn.

Đối với tỷ lệ nợ xấu (NPL), kết quả cho thấy tác động âm (-0,8700) với ý nghĩa thống kê cao ở mức 1%, hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng lý thuyết. Khi nợ xấu gia tăng, rủi ro tín dụng cao hơn khiến ngân hàng buộc phải siết chặt điều kiện cho vay nhằm hạn chế tổn thất, qua đó kìm hãm tăng trưởng tín dụng. Ngược lại, tỷ lệ vốn (CAP) có tác động dương rất mạnh (10,4447) và có ý nghĩa cao, khẳng định vai trò quan trọng của vốn tự có trong việc thúc đẩy khả năng cho vay. Khi vốn chủ sở hữu tăng, ngân hàng dễ dàng đáp ứng yêu cầu về an toàn vốn, nâng cao năng lực cạnh tranh và khả năng mở rộng tín dụng.

Đối với các biến còn lại như tỷ lệ thanh khoản (LIQ), quy mô ngân hàng (SIZE) và các yếu tố vĩ mô gồm lãi suất (INR), tăng trưởng GDP (GDP) và lạm phát (INF), kết quả không cho thấy ý nghĩa thống kê. Điều này gợi ý rằng sự khác biệt về thanh khoản và quy mô chưa đủ lớn để tạo ra ảnh hưởng rõ rệt đến tăng trưởng tín dụng trong giai đoạn nghiên cứu. Đồng thời, việc các biến vĩ mô không tác động đáng kể có thể phản ánh sự ổn định kinh tế trong giai đoạn phân tích hoặc khả năng thích ứng linh hoạt của các ngân hàng trước biến động kinh tế. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Khi so sánh với các nghiên cứu trước, một số điểm tương đồng và khác biệt đáng chú ý được ghi nhận. Trước hết, kết quả về tỷ lệ huy động (DEP) khác với kỳ vọng ban đầu và các nghiên cứu của Shingjergji và Hyseni (2015), vốn cho rằng huy động vốn nhiều sẽ tạo điều kiện cho tăng trưởng tín dụng. Tuy nhiên, trong bối cảnh Việt Nam, việc gia tăng huy động vốn có thể đi kèm với chi phí vốn cao, làm hạn chế khả năng mở rộng cho vay. Ngược lại, tác động âm của tỷ lệ nợ xấu (NPL) hoàn toàn phù hợp với lý thuyết và các nghiên cứu trước, khẳng định rằng kiểm soát rủi ro tín dụng vẫn là yếu tố then chốt trong chiến lược tăng trưởng.

Bên cạnh đó, tỷ lệ vốn (CAP) có tác động dương mạnh mẽ, phù hợp với một số nghiên cứu như Shingjergji và Hyseni (2015), nhấn mạnh rằng vốn chủ sở hữu đóng vai trò nền tảng để mở rộng cho vay. Tuy nhiên, tác động này lớn hơn kỳ vọng, cho thấy tại Việt Nam, vốn tự có vẫn là rào cản quan trọng quyết định khả năng tăng trưởng tín dụng của ngân hàng. Trong khi đó, các biến như thanh khoản (LIQ) và quy mô ngân hàng (SIZE) không có ý nghĩa thống kê, khác với một số nghiên cứu trước như Chun và Ardaaragchaa (2024) hay Lê Tấn Phước (2017), có thể do đặc thù cấu trúc ngành ngân hàng Việt Nam khi sự khác biệt về quy mô và thanh khoản chưa tạo ra tác động đáng kể.

Đối với các yếu tố vĩ mô, kết quả nghiên cứu này không tìm thấy ảnh hưởng đáng kể từ lãi suất, tăng trưởng GDP và lạm phát, khác với phát hiện của Chun và Ardaaragchaa (2024) hay Nguyễn Thị Thu Trang và cộng sự (2023). Nguyên nhân có thể do bối cảnh kinh tế Việt Nam giai đoạn nghiên cứu tương đối ổn định, hoặc do các ngân hàng đã chủ động điều chỉnh chính sách tín dụng để giảm thiểu tác động từ biến động kinh tế vĩ mô.

Tóm lại, nghiên cứu này khẳng định vai trò nổi bật của chất lượng tín dụng (NPL) và vốn chủ sở hữu (CAP) trong tăng trưởng tín dụng, đồng thời chỉ ra sự khác biệt trong tác động của huy động vốn, thanh khoản và yếu tố vĩ mô so với nhiều nghiên cứu trước. Điều này cho thấy việc phân tích đặc thù thị trường và bối cảnh nghiên cứu là cần thiết khi xây dựng mô hình tăng trưởng tín dụng, đặc biệt trong môi trường ngân hàng đang chuyển đổi như Việt Nam.

Tóm tắt Chương 4 Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Chương 4 trình bày kết quả phân tích dữ liệu và thảo luận các phát hiện chính của nghiên cứu. Trước hết, chương cung cấp bức tranh tổng quan về bối cảnh kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2015–2024, tập trung vào tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát và lãi suất danh nghĩa. Kết quả cho thấy kinh tế Việt Nam duy trì tăng trưởng tương đối ổn định, song chịu ảnh hưởng của biến động lạm phát và điều chỉnh chính sách lãi suất, tác động đến hoạt động tín dụng ngân hàng.

Tiếp theo, chương khái quát tình hình hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần (NHTMCP) trong giai đoạn nghiên cứu, bao gồm xu hướng tăng trưởng tín dụng, tỷ lệ dư nợ tín dụng trên GDP, tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản, nợ xấu và khả năng thanh khoản. Những phân tích này cho thấy tín dụng đóng vai trò quan trọng trong hoạt động của NHTMCP, song vẫn tồn tại rủi ro từ nợ xấu và yêu cầu về thanh khoản.

Phần tiếp theo tập trung vào phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng tín dụng dựa trên dữ liệu bảng. Nghiên cứu tiến hành thống kê mô tả, kiểm định tương quan và đa cộng tuyến, sau đó thực hiện hồi quy bằng các phương pháp OLS, FEM, REM và lựa chọn mô hình thích hợp. Do tồn tại các khuyết tật như phương sai thay đổi và tự tương quan, nghiên cứu áp dụng phương pháp ước lượng GMM nhằm đảm bảo tính chính xác và hiệu lực của kết quả.

Kết quả hồi quy GMM cho thấy các biến như tỷ lệ huy động (DEP) và tăng trưởng GDP (GDP) có tác động tích cực đến tăng trưởng tín dụng, trong khi tỷ lệ nợ xấu (NPL), lãi suất (INR) và lạm phát (INF) có tác động tiêu cực. Biến vốn chủ sở hữu (CAP) và thanh khoản (LIQ) thể hiện ảnh hưởng không rõ ràng, còn quy mô ngân hàng (SIZE) nhìn chung mang ý nghĩa tích cực. Phần cuối chương thảo luận kết quả nghiên cứu, so sánh với các nghiên cứu trước và làm rõ nguyên nhân của sự tương đồng hoặc khác biệt, từ đó hình thành cơ sở cho các hàm ý chính sách ở chương sau.

CHƯƠNG 5: HÀM Ý CHÍNH SÁCH

5.1. Kết luận

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xác định các nhân tố tác động đến tăng trưởng tín dụng của 26 ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam trong giai đoạn 2015 – 2024. Bằng cách sử dụng dữ liệu bảng với phương pháp ước lượng GMM hệ thống (System GMM), nghiên cứu đã giải quyết được các vấn đề kinh tế lượng quan trọng như nội sinh, tự tương quan và phương sai thay đổi – những hiện tượng thường gặp trong dữ liệu tài chính ngân hàng.

Trước khi tiến hành GMM, các kiểm định chẩn đoán bao gồm Hausman test, White test và Wooldridge test đã được thực hiện. Kết quả kiểm định Hausman cho thấy giá trị p-value nhỏ hơn 5%, bác bỏ giả thuyết mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên phù hợp, từ đó khẳng định mô hình hiệu ứng cố định (FEM) là thích hợp hơn so với hiệu ứng ngẫu nhiên (REM). Tuy nhiên, do phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi (heteroskedasticity) qua kiểm định White và tự tương quan bậc nhất qua kiểm định Wooldridge, mô hình FEM không còn đảm bảo tính hiệu quả, dẫn đến việc áp dụng GMM để khắc phục những hạn chế này.

Kết quả ước lượng từ mô hình GMM hệ thống chỉ ra rằng tăng trưởng tín dụng của NHTMCP Việt Nam chịu ảnh hưởng đáng kể từ các yếu tố nội tại, trong đó: Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

• Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê ở mức cao, cho thấy khi nợ xấu tăng, các ngân hàng có xu hướng hạn chế mở rộng tín dụng để giảm rủi ro.
• Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP) có tác động dương đến tăng trưởng tín dụng, khẳng định vai trò quan trọng của năng lực tài chính trong việc tạo dư địa cho hoạt động cho vay.
• Tỷ lệ huy động (DEP) lại cho kết quả trái với kỳ vọng ban đầu, có tác động tiêu cực đến tăng trưởng tín dụng, hàm ý rằng tăng huy động nhưng chi phí vốn cao có thể làm giảm khả năng cho vay.

Trong khi đó, các biến khác như tỷ lệ thanh khoản (LIQ), quy mô ngân hàng (SIZE), cùng các yếu tố vĩ mô như lãi suất (INR), tăng trưởng GDP (GDP) và lạm phát (INF) không có ý nghĩa thống kê đáng kể trong mô hình. Điều này cho thấy tăng trưởng tín dụng phụ thuộc nhiều hơn vào quản trị nội bộ ngân hàng so với tác động trực tiếp từ điều kiện kinh tế vĩ mô trong giai đoạn nghiên cứu.

Những phát hiện này là cơ sở để đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm nâng cao khả năng mở rộng tín dụng một cách an toàn và bền vững cho các NHTMCP Việt Nam.

5.2. Một số hàm ý chính sách giúp tăng trưởng tín dụng của các NH TMCP Việt Nam

Kết quả ước lượng từ mô hình GMM hệ thống cho thấy tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng TMCP Việt Nam chịu ảnh hưởng chủ yếu từ các yếu tố nội tại của ngân hàng, trong đó tỷ lệ nợ xấu, năng lực vốn chủ sở hữu và cấu trúc huy động vốn đóng vai trò quyết định. Ngược lại, các yếu tố vĩ mô và quy mô ngân hàng không thể hiện tác động rõ ràng trong giai đoạn nghiên cứu. Từ các phát hiện này, hàm ý chính sách cần tập trung trực tiếp vào cải thiện chất lượng bảng cân đối kế toán, thay vì mở rộng tín dụng bằng các biện pháp hành chính hoặc chạy theo quy mô.

• Thứ nhất, kiểm soát nợ xấu theo hướng chủ động để tạo dư địa thực cho tăng trưởng tín dụng

Kết quả nghiên cứu cho thấy nợ xấu không chỉ làm suy giảm hiệu quả hoạt động mà còn trực tiếp bóp nghẹt khả năng mở rộng tín dụng của ngân hàng. Khi tỷ lệ nợ xấu tăng, áp lực trích lập dự phòng khiến nguồn vốn khả dụng cho vay mới bị thu hẹp, đồng thời ngân hàng buộc phải thận trọng hơn trong quyết định cấp tín dụng. Do đó, tăng trưởng tín dụng chỉ có thể được cải thiện khi chất lượng tài sản được kiểm soát từ gốc. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Theo hướng này, các ngân hàng TMCP cần chuyển trọng tâm từ xử lý nợ xấu mang tính “hậu kiểm” sang quản lý rủi ro tín dụng ngay từ khâu đầu vào. Cụ thể, quy trình thẩm định cần được chuẩn hóa theo mức độ rủi ro của từng phân khúc khách hàng, thay vì áp dụng đồng loạt một khung đánh giá. Các ngân hàng có thể thiết kế các mô hình xếp hạng tín dụng nội bộ phù hợp với doanh nghiệp nhỏ và vừa, doanh nghiệp siêu nhỏ hoặc khách hàng cá nhân, qua đó hạn chế tình trạng đánh giá sai mức độ rủi ro.

Bên cạnh đó, việc giám sát sau cho vay cần được gắn với dòng tiền thực tế thay vì chỉ dựa trên tài sản bảo đảm. Các khoản vay có dấu hiệu suy giảm dòng tiền cần được phân loại sớm để điều chỉnh kỳ hạn, cơ cấu nợ hoặc thu hẹp hạn mức trước khi chuyển thành nợ xấu. Đối với các khoản nợ đã phát sinh rủi ro, ngân hàng cần chủ động xử lý theo hướng thương lượng và tái cấu trúc khả thi, thay vì kéo dài thời gian ghi nhận nợ xấu, làm méo mó bức tranh tài chính và hạn chế khả năng cấp tín dụng mới.

• Thứ hai, tăng cường vốn chủ sở hữu theo hướng hỗ trợ trực tiếp cho mở rộng tín dụng

Kết quả thực nghiệm khẳng định rằng ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao hơn thường có khả năng tăng trưởng tín dụng tốt hơn. Điều này phản ánh thực tế rằng vốn tự có không chỉ đóng vai trò “vùng đệm an toàn”, mà còn là điều kiện cần để ngân hàng chủ động mở rộng quy mô cho vay mà không vi phạm các giới hạn an toàn vốn.

Trên cơ sở đó, các ngân hàng TMCP cần gắn chiến lược tăng vốn với mục tiêu tăng trưởng tín dụng trung và dài hạn, thay vì coi tăng vốn chỉ là yêu cầu tuân thủ. Việc tăng vốn điều lệ nên ưu tiên các phương án giúp cải thiện chất lượng quản trị, chẳng hạn như thu hút cổ đông chiến lược có năng lực tài chính và kinh nghiệm quản lý ngân hàng, thay vì chỉ tăng vốn mang tính kỹ thuật.

Ngoài ra, các ngân hàng cần cân nhắc chính sách phân phối lợi nhuận theo hướng giữ lại một phần lợi nhuận hợp lý để bổ sung vốn, đặc biệt trong bối cảnh nhu cầu tín dụng trung và dài hạn ngày càng gia tăng. Việc sử dụng các công cụ vốn cấp 2 cần được gắn với chiến lược quản trị rủi ro, tránh tình trạng phụ thuộc quá mức vào nguồn vốn này, gây áp lực trả lãi trong tương lai.

Về phía cơ quan quản lý, Ngân hàng Nhà nước có thể xem xét lộ trình linh hoạt trong áp dụng các chuẩn mực an toàn vốn, đi kèm với giám sát chất lượng tín dụng, nhằm khuyến khích các ngân hàng tăng vốn thực chất thay vì thu hẹp cho vay để đáp ứng tỷ lệ an toàn. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

• Thứ ba, điều chỉnh chiến lược huy động vốn nhằm giảm chi phí và nâng cao hiệu quả cho vay

Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ huy động vốn có tác động ngược chiều đến tăng trưởng tín dụng, hàm ý rằng việc mở rộng huy động bằng mọi giá không đồng nghĩa với khả năng cho vay cao hơn. Trong thực tế, cạnh tranh huy động lãi suất cao có thể làm gia tăng chi phí vốn, thu hẹp biên lợi nhuận và khiến ngân hàng thận trọng hơn trong quyết định cấp tín dụng.

Do đó, các ngân hàng TMCP cần chuyển từ mục tiêu “tăng quy mô huy động” sang “nâng cao chất lượng nguồn vốn”. Cụ thể, cần ưu tiên phát triển các nguồn vốn chi phí thấp và ổn định như tiền gửi thanh toán của doanh nghiệp và khách hàng cá nhân, thông qua việc mở rộng hệ sinh thái dịch vụ ngân hàng số, thanh toán không tiền mặt và quản lý dòng tiền cho doanh nghiệp.

Bên cạnh đó, ngân hàng cần quản lý chặt chẽ sự phù hợp giữa kỳ hạn nguồn vốn và kỳ hạn cho vay. Việc sử dụng công cụ quản trị tài sản – nợ (ALM) cần được thực hiện thường xuyên, gắn với các kịch bản biến động lãi suất và thanh khoản, nhằm tránh tình trạng dư thừa vốn ngắn hạn nhưng không thể mở rộng tín dụng trung – dài hạn.

Khi chi phí huy động được kiểm soát và cấu trúc vốn trở nên ổn định hơn, ngân hàng sẽ có điều kiện điều chỉnh lãi suất cho vay theo hướng cạnh tranh hơn, qua đó thúc đẩy tăng trưởng tín dụng thực chất, thay vì tăng trưởng dựa trên mở rộng rủi ro.

Tóm tắt chương 5

Chương 5 đã tập trung đưa ra các kết luận nghiên cứu và đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm thúc đẩy tăng trưởng tín dụng của các ngân hàng thương mại cổ phần (NHTMCP) Việt Nam. Trên cơ sở phân tích thực nghiệm bằng mô hình GMM, kết quả cho thấy các yếu tố nội tại ngân hàng, đặc biệt là tỷ lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP) và tỷ lệ huy động (DEP), có tác động đáng kể đến tăng trưởng tín dụng, trong khi các biến vĩ mô như lạm phát, tăng trưởng GDP và lãi suất không cho thấy ảnh hưởng rõ rệt trong giai đoạn nghiên cứu.

Từ những phát hiện này, chương đã đề xuất ba hàm ý chính sách trọng tâm. Thứ nhất, cần kiểm soát và xử lý nợ xấu để nâng cao chất lượng tín dụng và tạo dư địa cho mở rộng cho vay an toàn. Thứ hai, tăng cường vốn chủ sở hữu nhằm củng cố năng lực tài chính, bảo đảm tuân thủ các quy định về an toàn vốn, từ đó hỗ trợ tăng trưởng tín dụng bền vững. Thứ ba, tối ưu hóa cơ cấu huy động vốn và giảm chi phí vốn, thông qua việc đẩy mạnh nguồn vốn giá rẻ và quản trị rủi ro thanh khoản hiệu quả, để gia tăng khả năng cạnh tranh và thúc đẩy tín dụng. Luận văn: KQNC Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng các ngân hàng.

Nhìn chung, các khuyến nghị được đưa ra không chỉ xuất phát từ bằng chứng thực nghiệm mà còn phù hợp với định hướng phát triển của hệ thống ngân hàng Việt Nam trong bối cảnh hội nhập và áp lực cạnh tranh ngày càng gia tăng.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:  

===>>> Luận văn: Yếu tố đến tăng trưởng tín dụng 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