Hiệu ứng ngưỡng quy mô trong tác động của đa dạng hóa thu nhập tới lợi
nhuận ngân hàng thương mại - Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

1. Giới thiệu

Nhiều nghiên cứu trên thế giới về hoạt động của ngân hàng thương mại
(NHTM) cho thấy, quy mô ngân hàng là m ột nhân tố quan trọng trong việc
giải thích sự khác biệt trong hoạt động của các nhóm ngân hàng quy mơ l ớn
so với những nhóm có quy mơ nhỏ hơn. Tuy nhiên, ch ủ đề này chưa thực
sự nhận được nhiều sự quan tâm và khai thác từ các nghiên cứu đối với hệ
thống NHTM tại Việt Nam.
Nghiên cứu này tập trung vào một trong những sự khác biệt quan trọng
nhất, đó là sự khác biệt trong cơ cấu thu nhập. Theo đó, câu h ỏi đặt ra
là: “Tác động của sự đa dạng hóa thu nhập tới lợi nhuận NHTM khác biệt
như thế nào giữa những nhóm NHTM khác bi ệt về quy mô và cụ thể,
ngưỡng quy mơ phân đ ịnh các nhóm đó là bao nhiêu?”. Trong đó, quy mơ
được hiểu là tổng tài sản của NHTM.

2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu
NHTM hoạt động vì lợi nhuận như các doanh nghi ệp khác. Tuy nhiên, điểm
khác biệt giữa ngân hàng và các doanh nghiệp phi tài chính n ằm ở điểm
chúng đóng vai trị trung gian tài chính. Lý thuy ết trung gian tài chính
được đề xuất bởi Leland và Pyle (1977); Diamond (1984) v ới hai trụ cột
chính là “thơng tin bất cân xứng” và “chi phí giao dịch” đều nhấn mạnh về
lợi ích khi quy mơ ngân hàng l ớn lên, giúp chúng có thơng nhi ều thơng tin
từ khách hàng, các hợp đồng. Lợi ích này giúp ngân hàng gi ảm thiểu rủi ro
tổng thể theo hàm ý từ lý thuyết danh mục đầu tư vì rủi ro tổng thể sẽ nhỏ
hơn tổng các rủi ro của từng hợp đồng, do đó, cải thiện lợi nhuận sau điều
chỉnh rủi ro, và giúp ngân hàng trang tr ải các chi phí trong vai trị trung
gian của mình. Đó chính là nền tảng của lợi thế đa dạng hóa của NHTM.
Hughes và Mester (2013) cho r ằng, các ngân hàng lớn ngày nay có hiệu quả

cao theo quy mơ vì chúng ngày càng bi ết tối ưu hóa chi phí dựa vào cơng
nghệ và tận dụng các loại chi phí không tăng tương ứng theo quy mô. Hàm


ý ở đây là các ngân hàng ngày càng “công nghi ệp hóa” các dịng sản phẩm
xa rời hoạt động truyền thống như tín dụng hay huy động vốn để thu lợi
nhuận ngồi lãi dựa trên các quy trình sản xuất thơng tin cứng (Hard
information) hay cịn g ọi là thơng tin định lượng. Tuy vậy, cuộc khủng
hoảng tài chính toàn c ầu 2008 đã cho thấy hậu quả từ sự phát triển nóng
của các sản phẩm phi truyền thống, hay cịn gọi là các phương tiện đầu tư
có cấu trúc (Structured investment vehicles - SIVs) như các ho ạt động
chứng khốn hóa khoản vay. Sau khủng hoảng, nhiều nghiên cứu tập trung
đánh giá tác động của thu nhập ngoài lãi các sáng tạo tài chính (Financial
innovation) này tới hiệu qu v ri ro ca NHTM nh Demirgỹỗ -Kunt v
Huizinga (2010); DeYoung và Torna (2013) hay DeJonghe và c ộng sự
(2014). Các nghiên cứu này đều ủng hộ giả thuyết mức độ thu nhập ngoài
lãi cao sẽ dẫn tới rủi ro cao hơn cho NHTM, tuy nhiên, m ột mức độ đa
dạng hóa thu nhập vừa phải và tập trung vào các d ịch vụ thu phí như mơi
giới hay các dịch vụ ngân hàng điện tử, thẻ, bảo hiểm sẽ gia tăng hiệu quả
và sự ổn định thay vì tập trung vào các sản phẩm chứng khốn hóa và phái
sinh nhiều rủi ro. Bên cạnh đó, các ngân hàng lớn khi đa dạng hóa thu nhập
sẽ có được hiệu quả cao hơn, trong khi điều này không đúng v ới các ngân
hàng nhỏ. Nó hàm ý các ngân hàng quy mơ l ớn có lợi thế đa dạng hóa về
thu nhập (Sản phẩm) hơn các ngân h àng quy mơ nhỏ, do đó, hàm ý ủng hộ
lợi thế đa dạng hóa nhờ quy mơ theo lý thuy ết trung gian tài chính v ới điều
kiện các dịng sản phẩm của ngân hàng không đư ợc đi quá xa khỏi nền tảng
truyền thống của chúng. Đối với hệ thống ngân hàng Vi ệt Nam, dưới cách
tiếp cận tạo thanh khoản (Liquidity creation), Le (2019) cho th ấy, các hoạt
động ngoại bảng đóng vai trị nhỏ trong việc tạo thanh khoản đối với các
NHTM Việt Nam, tức chúng ít tham gia vào các ho ạt động ngoại bảng. Nói

cách khác, các NHTM Việt Nam vẫn hoạt động chủ yếu tại thị trường hoạt
động truyền thống và các hoạt động ngoài lãi có thu phí như d ịch vụ ngân
hàng điện tử, mơi giới, bảo hiểm. Ngược lại, chúng ít tham gia vào các
hoạt động ngân hàng đ ầu tư và đặc biệt, chưa tham gia vào ho ạt động
chứng khốn hóa, đây là các ho ạt động nhiều rủi ro đã được cảnh báo bởi
các nghiên cứu trên. Vì vậy, nghiên cứu này kỳ vọng vào kết quả ủng hộ
lợi thế đa dạng hóa nhờ quy mơ theo hàm ý c ủa lý thuyết trung gian tài
chính đối với trường hợp mẫu nghiên cứu tại Việt Nam. Điều này có nghĩa
tác động của sự đa dạng hóa thu nhập tới lợi nhuận các NHTM có quy mơ
lớn vượt ngưỡng nhất định sẽ tích cực hơn các NHTM có quy mơ dư ới
ngưỡng.


2.1. Biến phụ thuộc
Nghiên cứu này sử dụng tiêu chí lợi nhuận trước thuế của NHTM trong một
năm tài chính để đánh giá trực tiếp khả năng sinh lời của ngân hàng.
2.2. Các biến độc lập
Quy mô NHTM: Trong nghiên c ứu này, quy mô ngân hàng v ừa là biến độc
lập, vừa là biến ngưỡng. Với vai trò biến độc lập, quy mơ đại diện cho tính
kinh tế nhờ quy mơ (Economies of scale) c ủa NHTM. Nhóm ngân hàng quy
mơ lớn thường được cho là có phạm vi các dịng sản phẩm/dịch vụ nhiều
hơn, qua đó, có th ể đạt được tính kinh tế nhờ phạm vi (Economies of
scope). Điều này có đư ợc do lợi thế đa dạng hóa từ nhiều dịng thu nhập
khơng tương quan hồn h ảo với nhau có thể giúp chúng đạt được hiệu quả
cao hơn theo cách tiếp cận về danh mục đầu tư. Nguyên nhân c ủa điều này
là với quy mô lớn hơn về thông tin định lượng trong tập khách hàng của
mình, nhóm ngân hàng quy mơ l ớn có phát triển nhiều hơn các dịng sản
phẩm sử dụng loại thơng tin này với chi phí ngày càng rẻ nhờ hỗ trợ từ sự
phát triển mạnh mẽ của công nghệ thông tin ngày nay. Vi ệc cắt giảm được
chi phí cận biên từ chiến lược kinh doanh trên giúp các ngân hàng l ớn duy

trì tính kinh tế nhờ quy mơ nếu lợi ích này vư ợt qua được sự phi hiệu quả
về quản trị doanh nghiệp gây nên bởi tính hành chính và s ự phức tạp trong
bộ máy tổ chức ngày càng lớn dần theo quy mô. Cũng vì đó, dư ới các cách
tiếp cận tổng hợp khác nhau, có thể sử dụng mơ hình nghiên cứu, thuật
toán, mẫu nghiên cứu, giai đoạn nghiên cứu hoặc tại các quốc gia khác
nhau, các nghiên cứu thường cho các kết quả khơng giống nhau về tính
kinh tế nhờ quy mô hoặc tác động của quy mô tới hiệu quả của NHTM. Một
số nghiên cứu cho thấy, tác động dương của quy mô đến hiệu quả sinh lời
của ngân hàng như Mitchell và Onvural (1996) khi s ử dụng SFA mẫu trong
giai đoạn 1986-1990 của các NHTM tại Mỹ có tổng tài sản từ 100 triệu
USD trở lên và được phân nhóm theo quy mơ; Altunbas và c ộng sự (2001)
sử dụng đồng thời hai phương pháp phân tích phân ph ối tự do (DFA) và
phân tích biên ngẫu nhiên (SFA) cho th ấy với cùng loại hình sở hữu, các
ngân hàng quy mơ l ớn có hiệu quả về chi phí hơn các ngân hàng quy nh ỏ
với mẫu tại Đức trong giai đoạn 1989 đến 1996; Shehzad và c ộng sự (2013)
sử dụng mơ hình dữ liệu bảng động (Dynamic panel data) với bộ dữ liệu
hơn 15000 NHTM c ủa hơn 148 quốc gia từ 1998 đến 2010 tìm thấy mối
quan hệ dương giữa quy mơ và hiệu quả kinh doanh của các NHTM tại các


nước thuộc khối OECD. Dưới cách tiếp cận khác, một vài nghiên cứu lại
tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô ngân hàng và m ức độ biến
động lợi nhuận như De Haan và Poghosyan (2012 a, b) v ới các mẫu ngân
hàng tại Mỹ. Cụ thể, các ngân hàng lớn thường có sự ổn định về hiệu quả
kinh doanh hơn các ngân hàng nh ỏ. Trước đó, Couto (2002); Albertazzi và
Gambacorta (2009) đã ch ỉ ra rằng, sự biến động mạnh của hiệu quả kinh
doanh có thể dẫn đến suy giảm tính bền vững trong hiệu quả kinh doanh
của NHTM thông qua vi ệc làm mất ổn định vốn chủ sở hữu.
Tuy nhiên, một số nghiên cứu lại tìm thấy mối quan hệ âm giữa quy mơ và
hiệu quả ngân hàng như Ray (2007) khi s ử dụng phương pháp bao dữ liệu

(DEA) để nghiên cứu hiệu quả theo quy mô của các NHTM tại Ấn Độ với
dữ liệu từ năm 1997 đến 2003 cho thấy hầu hết các NHTM lớn tại Ấn Độ
khơng có hiệu quả theo quy mô; Allen và Rai (1996) s ử dụng đồng thời hai
phương pháp DFA và SFA, trong đó, thành ph ần phi hiệu quả có phân phối
bán chuẩn, với mẫu gồm 194 ngân hàng t ại 24 quốc gia trong giai đoạn
1988 đến 1992; Drake và Hall (2003) s ử dụng DEA với mẫu gồm 149
NHTM Nhật Bản năm 1997 cho th ấy, sự thiếu hiệu quả kỹ thuật của các
ngân hàng quy mơ l ớn bởi vì chúng là nhóm có hi ệu quả kỹ thuật thuần túy
thấp nhất, trong khi đó, các ngân hàng qu y mơ nhỏ nhất lại cho thấy tính
kinh tế nhờ quy mơ. Tương tự là các nghiên cứu của Feng và Serlestis
(2010) khi sử dụng SFA với mẫu các NHTM Mỹ giai đoạn 1998 đến 2005.
Pasiouras và Kosmidou (2007) s ử dụng dữ liệu bảng cân bằng của 584
NHTM tại liên minh Châu Âu giai đoạn 1995 đến 2001 tìm thấy tác động
âm từ quy mô ngân hàng đến ROAA đối với cả các ngân hàng nư ớc ngoài
và các ngân hàng trong nư ớc.
Vốn chủ sở hữu: Một dòng quan điểm cho rằng, nâng cao tỷ lệ vốn chủ sở
hữu giúp tăng khả năng chịu đựng khi tổn thất phát sinh từ các rủi ro trong
hoạt động kinh doanh, đ ặc biệt là rủi ro tín dụng, qua đó, có th ể thúc đẩy
tăng trưởng tín dụng để thu về lợi nhuận cao hơn (Berger, 1995b). Bên
cạnh đó, quan điểm về chi phí cho rằng, việc nâng cao tỷ lệ vốn chủ sở hữu
giúp tăng xếp hạng tín nhiệm, qua đó, giúp ngân hàng gi ảm chi phí vốn,
qua đó tăng lợi nhuận (Molyneux, 1993). Các k ết quả ủng hộ quan điểm
này như Goddard và c ộng sự (2004) khi sử dụng GMM hệ thống với mẫu
665 NHTM tại 06 nước Châu Âu (1992-1998); Pasiouras và Kosmidou
(2007) sử dụng phương pháp tác động cố định (FEM) với mẫu 584 ngân
hàng tại 15 nước Châu Âu (1995-2001); Athanasoglou và c ộng sự (2008)
sử dụng GMM sai phân v ới mẫu các ngân hàng t ại Hy Lạp (1985-2001);


Liu và Wilson (2010) khi s ử dụng GMM hệ thống với mẫu 685 NHTM tại

Nhật Bản (2000-2007).
Tuy nhiên, lý thuy ết danh mục đầu tư cho rằng, tồn tại mối quan hệ đánh
đổi giữa rủi ro - lợi nhuận kỳ vọng, khi ngân hàng nâng cao t ỷ lệ vốn chủ
sở hữu, rủi ro tổng thể của ngân hàng được giảm thiểu, qua đó, mức sinh
lời kỳ vọng sẽ không cao bằng trường hợp tỷ lệ vốn chủ sở hữu thấp hơn
hay nói cách khác trư ờng hợp ngân hàng sử dụng địn bẩy tài chính lớn hơn
(Berger, 1995a). Các nghiên c ứu ủng hộ mối quan hệ âm này gồm Tan và
Floros (2012) với GMM hệ thống và mẫu gồm 101 NHTM tại Trung Quốc
(2003-2009); Goddard và cộng sự (2007) với GMM hệ thống và mẫu gồm
4787 NHTM tại các nước Châu Âu; Chronopoulos và c ộng sự (2015) cũng
sử dụng GMM hệ thống với mẫu 14352 NHTM tại Mỹ (1984-2010). Tan
(2014) với mẫu các ngân hàng tại Trung Quốc cho thấy các ngân hàng có
mức vốn chủ sở hữu lớn (địn bẩy tài chính thấp) thường có ROE thấp hơn.
Nhìn chung, chiều tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu đến khả năng sinh lời
của NHTM chưa đư ợc khẳng định rõ ràng từ các lý thuyết (Dietrich và
Wanzenried, 2011), nó ph ụ thuộc vào từng mẫu nghiên cứu và biến phụ
thuộc sử dụng trong mô hình thực nghiệm.
Rủi ro thanh khoản: Các nghiên cứu thường sử dụng các tiêu chí đo lư ờng
rủi ro thanh khoản khác nhau. Berger và Bowman (2009) xây dựng phương
pháp đo lường sản lượng thanh khoản (Liquidity Creation - LC) theo
phương pháp “Cat fat” trên tinh th ần lý thuyết tạo thanh khoản hiện đại,
theo đó, đo lư ờng cả các hoạt động ngoại bảng. Thơng qua đó, r ủi ro thanh
khoản được xác định trên sản lượng LC tạo ra, bởi vì, khi các NHTM t ạo
càng nhiều thanh khoản cho nền kinh tế, chúng càng trở nên kém thanh
khoản. Ngồi ra, các tiêu chí khác thư ờng được sử dụng như Loan/Deposit
Ratio (LDR) như Khan và cộng sự (2018); Saunders và c ộng sự (2016); hay
Loan/Total Assets Ratio như Liu và Wilson (2010); hay Chronopoulos và
cộng sự (2015). Tuy nhiên, nghiên c ứu này sẽ sử dụng tiêu chí FGAP
(Financing gap ratio) để đo lường rủi ro thanh khoản của ngân hàng theo
Chen và cộng sự (2018); DeYoung và Jang (2016), được đo lường bằng tỷ

lệ GAP (Dư nợ trừ số dư tiền gửi khách hàng) trên t ổng tài sản. Ngoài ra,
một số nghiên cứu cũng sử dụng các tiêu chuẩn an toàn thanh kho ản của
Basel III như LCR (Liquidity coverage ratio) ho ặc NSFR (Net Stable
Funding Ratio). Tuy nhi ên, cũng như phương pháp “Cat fat”, các tiêu


chuẩn an tồn thanh kho ản theo Basel III địi h ỏi mức độ chi tiết trong dữ
liệu, theo đó, chưa thể tính tốn khi chỉ dựa trên dữ liệu các báo cáo tài
chính của các NHTM Việt Nam hiện nay.
Một số nghiên cứu cho thấy, tác động âm của rủi ro thanh khoản đến hiệu
quả sinh lời của NHTM như Guru và cộng sự (1999) với mẫu các NHTM tại
Malaysia (1985-1998) và phương pháp POLS; Saunders và c ộng sự (2016)
với mẫu gồm 10341 NHTM tại Mỹ (2002-2013) và phương pháp FEM &
POLS; Chronopoulos và c ộng sự (2015) và Chen và cộng sự (2018) với
mẫu NHTM gồm 14360 quan sát t ại 12 nước phát triển (1994-2006) và
phương pháp FEM & 2SLS.
Tuy vậy, một số nghiên cứu cho thấy tác động dương của rủi ro thanh
khoản đến hiệu quả sinh lời của NHTM như Pasiouras và Kosmidou (2007);
Kosmidou và cộng sự (2008) với 32 NHTM tại Anh (1995-2002) và phương
pháp FEM; Khan và cộng sự (2018) với mẫu 173 NHTM tại 5 nước ASEAN
(1999-2014) và GMM hệ thống; Sufian (2011) v ới mẫu 29 NHTM tại Hàn
Quốc (1992-2003) và phương pháp FEM & REM.
Thực tiễn tại Việt Nam cho thấy, nguồn thu nhập chính của các NHTM vẫn
từ hoạt động truyền thống thơng qua việc tăng trưởng tín dụng. Vì vậy,
nghiên cứu giả thuyết rủi ro thanh khoản sẽ tác động tích cực tới lợi nhuận
của NHTM một ngưỡng nhất định, tuy nhiên, rủi ro thanh khoản sẽ tác
động tiêu cực tới lợi nhuận nếu ngân hàng quá t ập trung đẩy mạnh cho vay,
trong khi quy mô ngu ồn tiền gửi không đủ để cân đối. Để kiểm định tác
động phi tuyến này, nghiên cứu kiểm soát thêm thành phần bậc 2 của FGAP
trong mơ hình thực nghiệm.

Rủi ro tín dụng: Nhiều nghiên cứu cho thấy tác động âm của rủi ro tín dụng
tới hiệu quả sinh lời của NHTM, phù hợp với quan điểm thông thư ờng như
Liu và Wilson (2010); Khan và Hanif (2018); Athanasoglou và cộng sự
(2006); Sufian (2011); Tan và Floros (2012); Chen và c ộng sự (2018). Tuy
vậy, cũng có một số kết quả cho thấy mối quan hệ này là dương như
Chronopoulos và c ộng sự (2015); Sufian và Habibullah (2009).
Nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ chi phí dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư
nợ đại diện chất lượng hoạt động tín dụng và do đó, rủi ro tín dụng của


NHTM. Nếu tỷ lệ này tăng cho th ấy lợi nhuận ngân hàng giảm do phải khấu
trừ thêm chi phí này. Vì v ậy, nghiên cứu kỳ vọng vào tác động âm của
nhân tố rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các NHTM tại Việt Nam.
Chi phí hoạt động: Chi phí hoạt động là nhân tố được giảm trừ trong tổng
thu nhập hoạt động để tạo thành lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh
của NHTM. Một cách trực quan, mối quan hệ âm giữa chi phí hoạt động và
hiệu quả sinh lời của NHTM thường được kỳ vọng. Tuy nhiên, chi phí ho ạt
động cũng có thể tác động dương đến hiệu quả sinh lời, ví dụ trong trường
hợp chi phí trả này giúp nâng cao năng su ất vốn nhân lực (Molyneux và
Thornton, 1992), nói cách khác, vi ệc phân bổ lương hiệu quả theo năng
suất lao động giúp ngư ời lao động có thêm động lực làm việc hiệu quả và
nhiều hơn, giúp ngân hàng tăng l ợi nhuận. Các nghiên cứu thực nghiệm
thường cho kết quả về tác động âm của chi phí hoạt động tới hiệu quả kinh
doanh của NHTM như Athanasoglou và c ộng sự (2006); Pasiouras và
Kosmidou (2007); Athanasoglou và c ộng sự (2008); Liu và Wilson (2010);
Goddard và cộng sự, (2013); Khan và Hanif (2018); Khan và c ộng sự
(2018).
Biến thay đổi tác động theo ngưỡng quy mô (Tỷ lệ đa dạng hóa thu nhập):
Rose (1999) cho rằng: “Các nhóm ngân hàng có quy mơ tương đ ồng thường
cung ứng các loại dịch vụ giống nhau”. Điều này hàm ý mức độ đa dạng

hóa về thu nhập từ sản phẩm và dịch vụ giữa các nhóm ngân hàng có quy
mơ khác biệt nhau cũng khác nhau. Rogers và Sinkey (1999) cho r ằng,
thông thường (Conventional wisdom) các ngân hàng l ớn thực hiện nhiều
hoạt động phi truyền thống hơn các ngân hàng nhỏ và việc các ngân hàng
quy mô lớn đẩy mạnh các hoạt động phi truyền thống sẽ thu được nhiều lợi
nhuận hơn, hàm ý l ợi ích mà thu nhập ngoài lãi cận biên mang lại cao hơn
thu nhập lãi cận biên đối với các ngân hàng này. Tương t ự, Berger và
Humphrey (1997) nghiên c ứu tổng quan 133 nghiên cứu trước đó kết luận
rằng, nhìn chung, các ngân hàng l ớn có hiệu quả hơn các ngân hàng nhỏ
nhờ tiết kiệm chi phí dựa trên tính kinh t ế nhờ quy mơ (Economies of
scales) và tính kinh tế nhờ phạm vi (Economies of scope) c ủa mình. Tính
kinh tế nhờ phạm vi của các ngân hàng lớn thể hiện ở việc chúng đạt hiệu
quả cao hơn khi triển khai các sản phẩm dịch vụ phi truyền thống và thu
được lợi nhuận ngoài lãi cận biên cao hơn. Đi ều này hàm ý các ngân hàng
lớn sẽ có lợi thế tương đối từ thu nhập ngoài lãi cận biên cao hơn là từ thu
nhập lãi cận biên. Chronopoulos và c ộng sự (2015) lại cho thấy tác động
âm của tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng thu nhập tới ROA của các ngân


hàng tại Mỹ. Tuy nhiên, tác động tiêu cực này tới nhóm ngân hàng quy mơ
nhỏ và trung bình tương đương nhau, trong khi tác đ ộng âm này với nhóm
ngân hàng quy mơ l ớn chỉ tương đương 1/4 đến 1/3 tác động trên.
Tại Việt Nam, một số nghiên cứu đã chỉ ra tác động dương của mức độ đa
dạng hóa thu nhập tới hiệu quả của NHTM theo các mơ hình tuy ến tính như
Sáng (2017); Hậu và Quỳnh (2016); Hồng và cộng sự (2018). Tuy vậy,
chưa có nghiên cứu nào thực hiện đánh giá tác động của mức độ đa dạng
hóa thu nhập tới lợi nhuận NHTM theo các ngưỡng quy mô (chưa đư ợc
phân định trước).

3. Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu này khơng phân nhóm NHTM theo các m ức quy mô được xác
định trước. Dựa trên các lý thuyết và kết quả các nghiên cứu thực nghiệm
đã trình bày tại Phần 2, các ngưỡng quy mô tổng tài sản sẽ được xác định
một cách tự động theo sự thay đổi tác động của biến tỷ lệ đa dạng hóa thu
nhập trong mơ hình ngư ỡng.
Mẫu nghiên cứu: Nghiên cứu sử dụng mẫu dữ liệu bảng cân bằng (Balanced
Panel Data) được thu thập từ Báo cáo tài chính sau kiểm tốn của 30
NHTM tại Việt Nam giai đoạn 2009-2017. Trong mẫu bao gồm đầy đủ các
loại hình như nhóm NHTM qu ốc doanh, ngồi quốc doanh, nhóm ngân hàng
nước ngồi; hoặc các NHTM đã niêm yết và chưa niêm yết. Tổng tài sản
mẫu chiếm 88.6% tổng tài sản hệ thống NHTM Việt Nam năm 2017. Do
vậy, mẫu có tính đại diện cao cho hệ thống NHTM Việt Nam, đồng thời
giảm thiểu rủi ro về chọn mẫu thiên lệch.
Phương pháp ước lượng: Nghiên cứu sử dụng phương pháp Hồi quy ngưỡng
dữ liệu bảng (Panel Threshold Regression - PTR) theo Hansen (1999) &
Wang (2015), để xác định giá trị ngưỡng và ước lượng mơ hình ngư ỡng.
Việc xác định ngưỡng được thực hiện dựa trên sự hỗ trợ của phương pháp
Bootstrap, thống kê được sử dụng để xác định sự tồn tại của các ngưỡng là
thống kê tỷ lệ Likelihood (Likelihood ratio - LR). PTR có thể xem như
phương pháp ước lượng mở rộng của phương pháp tác động cố định (Fixed
effect method - FEM) theo nhiều cơ chế tuyến tính được phân định bằng
các ngưỡng. Tương tự Hansen (1999), nghiên c ứu sử dụng các biến giả năm


(Year Dummy) thay th ế các biến có tác động chung tới các NHTM hàng
năm như cấu trúc ngành hay các biến kinh tế vĩ mô và các nhân tố có dữ
liệu dạng chuỗi thời gian khác. Điều này cho phép kiểm soát tốt hơn sự
thay đổi trong các tác động gộp hàng năm của các biến dạng chuỗi thời
gian tới biến phụ thuộc, giảm thiểu rủi ro mơ hình thiếu biến nghiêm trọng
cũng hiện tượng hồi quy giả mạo. Kết quả ước lượng mơ hình ngư ỡng được

thực hiện với sai số chuẩn mạnh (robust standard error) đ ể khắc phục các
hiện tượng phương sai sai s ố thay đổi hoặc tự tương quan (nếu có). Phương
pháp này vẫn sử dụng được trong trường hợp các khuyết tật trên khơng xảy
ra.
Theo đó, mơ hình ngư ỡng thực nghiệm với giả định tồn tại hai ngưỡng có
dạng:

(Mơ hình 1)
Trong đó: Biến phụ thuộc PBT là lợi nhuận trước thuế của các NHTM; DI
(Diversification) đại diện cho mức độ đa dạng hóa thu nhập là biến thay


đổi tác động theo ngưỡng; X là vector các biến độc lập gồm Quy mô (S);
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (EA); FGAP; FGAP bình phương; T ỷ lệ chi phí dự
phịng rủi ro tín dụng (LLP); Tỷ lệ chi phí hoạt động (OEA); D.Year là các
biến giả năm (trừ năm cơ sở 2009). Ngoài ra, các chỉ số: (i) đại diện cho
mỗi đơn vị chéo (NHTM); (m): ch ỉ số của biến độc lập; (t) chỉ số đại diện
cho mỗi năm; U(.) là hàm chỉ thị nhị phân nhận giá trị bằng 1 nếu biểu
thức trong ngoặc thỏa mãn, ngược lại nhận giá trị 0; và λ đại diện cho giá
trị ngưỡng tổng tài sản; µi là thành phần tác động cố định và εit là sai s ố
đặc trưng của mơ hình.
Căn cứ hàm ý từ lý thuyết trung gian tài chính và các nghiên c ứu thực
nghiệm tại Phần 2, mô tả các biến cùng giả thuyết tác động trong Mơ hình
1 được trình bày tại Bảng 1.

4. Kết quả nghiên cứu
Kiểm định đa cộng tuyến: Nhằm kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cao
xuất hiện trong Mơ hình (1), nghiên c ứu sử dụng ma trận hệ số tương quan
cặp và ước lượng hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor VIF). Theo thông l ệ nghiên cứu, nếu các hệ số tương quan cặp của các biến
độc lập không vượt quá 0.8, đồng thời các hệ số VIF không vư ợt quá 10

(một số quan điểm chặt hơn cho rằng là 5) thì Mơ hình 1 khơng b ị đa cộng
tuyến cao.
Kết quả tại Bảng 2 và Bảng 3 cho thấy các hệ số tương quan cặp nào đều
nhỏ hơn 0.8, trong khi t ất cả hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn
5. Điều này cho thấy khơng có hiện tương đa cộng tuyến cao trong Mơ hình


1 và cho phép thực hiện các ước lượng tiếp theo.

Kiểm định tính dừng: Nhằm tránh hồi quy giả mạo, nghiên cứu thực hiện
kiểm tra tính dừng dữ liệu bảng theo Levin - Lin-Chu (2002) đối với các
biến trong Mô hình 1, v ới giả thuyết H0: Tồn tại nghiệm đơn vị, tức biến
không dừng.
Kết quả tại Bảng 4 cho thấy tất cả các biến trong Mơ hình 1 là bi ến dừng.
Vì vậy, việc ước lượng Mơ hình 1 sẽ không gặp phải hiện tượng hồi quy
giả mạo.


Kiểm định sự tồn tại ngưỡng: Hansen (1999) b ắt đầu bằng việc kiểm định
sự tồn tại một ngưỡng cho Mơ hình ngưỡng với giả thuyết H0: Mơ hình
khơng tồn tại ngưỡng (Tức mơ hình tuyến tính phù hợp). Nếu kết quả kiểm
định bác bỏ H0, Mơ hình tồn tại ít nhất một ngưỡng, kiểm định hai ngưỡng
sẽ tiếp tục được thực hiện căn cứ trên giá trị ngưỡng thứ nhất, với giả
thuyết H0: Mơ hình ch ỉ tồn tại một ngưỡng. Các ngưỡng tiếp theo sẽ tiếp
tục được thực hiện theo nguyên t ắc này. Nếu kết quả kiểm định bác bỏ sự
tồn tại hai ngưỡng, kết luận mô hình chỉ có một ngưỡng.
Bảng 5 trình bày kết quả ước lượng ngưỡng với 300 lần Bootstrap. K ết quả
cho thấy Mơ hình 1 tồn tại một ngưỡng quy mơ S=13.5664 tương đư ơng
Tổng tài sản = 771737.7 t ỷ VND. Biểu đồ 1 cho thấy sự tồn tại ngưỡng quy
mô theo thống kê tỷ lệ Likelihood.


Biểu đồ 1 cho thấy giá trị ngưỡng 13.5664 tương ứng với thống kê LR xấp
xỉ 0, thấp hơn đáng kể so với đường thể hiện thống kê LR= 7.35, tương ứng
với mức ý nghĩa 5% (Wang, 2015), hàm ý hi ệu ứng ngưỡng sẽ vững nếu
thực hiện Bootstrap với số lần lớn hơn (Ví dụ: 500 lần) (kết quả mơ hình)


Kiểm định Wald về tính đồng thời bác bỏ giá thuyết H0: Hệ số ước lượng
của các biến độc lập đồng thời bằng 0, qua đó cho thấy các biến độc lập
được chọn có ý nghĩa gi ải thích cho Mơ hình 1. Bên c ạnh đó, hệ số R bình
phương bằng 0.5271 hàm ý mơ hình 1, hay các bi ến độc lập có thể giải
thích 52.71% sự biến động lợi nhuận trước thuế của NHTM. Sử dụng sai số
chuẩn mạnh giúp kết quả ước lượng khắc phục được các hiện tượng phương
sai sai số thay đổi và tự tương quan (nếu có). Mơ hình đư ợc kiểm sốt bằng
các biến giả năm giúp tránh được rủi ro thiếu các biến dạng chuỗi thời gian
như các nhân tố kinh tế vĩ mô và cấu trúc ngành và các biến khác, đồng
thời cũng giúp tránh hiện tượng hồi quy giả mạo.
Thảo luận kết quả
Kết quả mơ hình ngưỡng cho thấy tỷ lệ đa dạng hóa thu nhập tác động âm,
tuy nhiên, khơng có ý nghĩa th ống kê đến lợi nhuận trước thuế của các
NHTM dưới ngưỡng tổng tài sản. Điều này hàm ý, đối với nhóm ngân hàng
này, tác động của thu nhập ngồi lãi cận biên khơng vư ợt trội trước thu
nhập từ lãi cận biên. Tuy nhiên, tác đ ộng này chuyển sang dương, có đ ộ
lớn mạnh và có ý nghĩa th ống kê cao (mức ý nghĩa 1%) đối với các NHTM
có tổng tài sản vượt ngưỡng 771737.7 tỷ VND. Một cách bình quân, khi tỷ


trọng thu nhập ngoài lãi trên tổng thu nhập tăng 1 đơn vị (100 điểm %)
giúp nhóm NHTM l ớn nhất này tăng lợi nhuận trước thuế 11.21 nghìn tỷ
VND, nói cách khác, khi t ỷ lệ này tăng 1 điểm phần trăm sẽ giúp tăng lợi

nhuận trước thuế 112.1 tỷ VND. Đối chiếu với dữ liệu mẫu nghiên cứu, các
ngân hàng đạt được ngưỡng quy mô này chỉ gồm 04 NHTM quốc doanh
gồm Agribank (từ năm 2014 trở đi); BIDV và Vietinbank (từ năm 2015 trở
đi); Vietcombank (từ năm 2016 trở đi). Đây cũng là các NHTM có t ổng tài
sản luôn lớn nhất trong mẫu nghiên cứu tại mọi năm. Kết quả này do đó
cung cấp bằng chứng thực nghiệm về lợi thế đa dạng hóa theo lý thuy ết
trung gian tài chính đối với các NHTM và xác định được ngưỡng quy mô
cụ thể để các ngân hàng đạt được lợi thế này trong trư ờng hợp tại Việt
Nam. Kết quả này cũng ủng hộ phân tích của DeYoung và Roland (2001),
và tương đồng với các kết quả của Berger và Humphrey (1997); Demsetz
và Strahan (1997); Rogers và Sinkey (1999).
Quy mô tổng tài sản tác động dương đến lợi nhuận của NHTM. Bình quân,
khi tổng tài sản tăng 1%, giúp các NHTM tăng l ợi nhuận trước thuế 18.03
tỷ VND. Đối với các NHTM Việt Nam trong mẫu, dư nợ tín dụng là thành
phần chiếm tỷ trọng lớn (trung bình trên 70%) t ổng tài sản. Bên cạnh đó, tỷ
trọng thu nhập ngồi lãi bình qn m ẫu là 22.31%, đồng nghĩa tỷ trọng thu
nhập từ lãi cũng chiếm trên 70% trong tổng thu nhập. Vì vậy, việc tăng
trưởng tài sản thơng qua tăng trư ởng tín dụng đóng vai trị quan trọng đối
với lợi nhuận NHTM, điều này được thể hiện qua ý nghĩa thống kê cao
(mức ý nghĩa 1%) c ủa biến này trong tác động tới lợi nhuận trước thuế. Tác
động dương này cũng cung c ấp bằng chứng thực nghiệm về tính kinh tế nhờ
quy mô đối với các NHTM tại Việt Nam. Kết quả này cũng tương đồng với
Wheelock và Wilson (2009); Shehzad và c ộng sự (2013).
Vốn chủ sở hữu tác động dương với mức độ tác động lớn và ý nghĩa th ống
kê cao tới lợi nhuận trước thuế của các NHTM tại Việt Nam. Điều này cũng
cho thấy nhu cầu cấp thiết trong việc tăng vốn đối với việc tăng trưởng tín
dụng của các ngân hàng, đ ặc biệt là các NHTM lớn nhất, cũng là các ngân
hàng sử dụng địn bẩy tài chính cao nh ất, do đó, sẽ là các đối tượng đầu
tiên phải tăng vốn để đáp ứng các quy định về an toàn vốn theo Basel II
hoặc bị giới hạn tăng trưởng tín dụng theo quy định của Ngân hàng Nhà

nước. Trường hợp Vietinbank năm 2018 là m ột ví dụ, phương án tăng v ốn
chưa được Ngân hàng Nhà nư ớc phê duyệt đã ràng buộc tốc độ tăng trưởng
tín dụng của ngân hàng ở mức thấp (6.1%), lợi nhuận giảm so với năm
20171. Kết quả này ủng hộ quan điểm của Berger (1995b); Molyneux


(1993) và tương đồng với các kết quả của Goddard và cộng sự (2004);
Pasiouras và Kosmidou (2007); Athanasoglou và c ộng sự (2008); Ding và
cộng sự (2017) và một số nghiên cứu tại Việt Nam như Hậu và Quỳnh
(2016); Linh và Trang (2019) và ngư ợc lại với Hồng và cộng sự (2018).
Rủi ro thanh khoản (FGAP) tác động dương và có ý nghĩa th ống kê tới lợi
nhuận trước thuế của các NHTM. Điều này một lần nữa ủng hộ quan điểm
về thúc đẩy tăng trưởng tín dụng sẽ đem lại lợi nhuận lớn cho các NHTM.
Tuy vậy, ý nghĩa thống kê của nhân tố này chỉ ở mức ý nghĩa 5%, ngồi ra,
tác động âm (dù khơng có ý nghĩa th ống kê) của biến FGAP2 (bình phương
FGAP) cho thấy tiềm ẩn một ngưỡng giới hạn tác động dương của rủi ro
thanh khoản tới lợi nhuận của các ngân hàng, khi vư ợt qua đó, rủi ro thanh
khoản tác động âm tới lợi nhuận NHTM. Điều này phù hợp với góc nhìn về
thanh khoản đối với ngun nhân khủng hoảng ngân hàng, ví d ụ áp dụng
với cuộc khủng hoảng tài chính năm 2018, v ốn được xem là cuộc khủng
hoảng thanh khoản. Theo đó, mức độ dư thừa thanh khoản được tạo bởi các
ngân hàng có thể được xem như một tiêu chí dự báo cho khủng hoảng
(Berger và Bowman, 2013). Ngoài ra, Schularick và Taylor (2012) cũng
cho thấy tăng trưởng tín dụng là một nhân tố quan trọng trong việc dự báo
khủng hoảng kinh tế. Điều này tiếp tục được Jorda và cộng sự (2017) kiểm
vững bằng hồi quy Logistic nh ị phân, khi sử dụng mẫu nghiên cứu lớn trải
dài từ 1870 đến 2013 của các NHTM tại 17 quốc gia phát triển, xuyên qua
nhiều cuộc khủng hoảng tài chính, cho thấy, cùng với tăng trưởng tín dụng,
tỷ lệ dư nợ trên tiền gửi (Loan to Deposit ratio) [2] giúp d ự đoán khủng
hoảng tài chính một cách hiệu quả, trong khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu khơng

giúp ích nhiều trong việc này.
Rủi ro tín dụng (LLP) tác động dương nhưng khơng có ý nghĩa th ống kê tới
lợi nhuận trước thuế của các NHTM. Kết quả này không phù h ợp với giả
thuyết đặt ra về tác động âm của nhân tố này. Kết quả này có thể được giải
thích bởi việc kiểm sốt các biến giả năm. Theo đó, dự phịng rủi ro tín
dụng của NHTM thường chịu ảnh hưởng (có tương quan) b ởi nhân tố chu
kỳ kinh tế (Bikker và Metzemakers, 2005; Bouvatier và Lepetit, 2008;
Huizinga và Laeven, 2019) v ốn nằm trong thành ph ần sai số đặc trưng nếu
khơng được kiểm sốt trong mơ hình 1, có th ể thuận chu kỳ (Pro-cyclical)
hoặc phản chu kỳ (Counter- cyclical). Khi Mơ hình 1 đư ợc kiểm sốt bởi
biến giả năm, các tác động mang tính chu k ỳ này đã được kiểm sốt trong
đó, vì vậy, nó làm “trơn” tác đ ộng của rủi ro tín dụng tới lợi nhuận ngân
hàng. Khi loại bỏ nhân tố chu kỳ, một cách trực quan, các ngân hàng khi


tăng trưởng tín dụng thường phát sinh thêm n ợ xấu và phải dự phịng rủi ro
tín dụng nhiều hơn. Việc phát sinh thêm dự phịng rủi ro tín dụng, do đó,
chưa hẳn đã phản ánh tình trạng kém hiệu quả trong hoạt động của các
NHTM. Dietrich và Wanzenried (2011) cho th ấy, tỷ lệ này (LLP) chỉ tác
động âm tới ROAA của các NHTM trong giai đoạn khủng hoảng tài chính
2008, và tác động này khơng có ý nghĩa th ống kê trong các giai đoạn khác.
Kết quả này cũng phù h ợp với các nghiên cứu của Chronopoulos và c ộng sự
(2015); Sufian và Habibullah (2009); Sufian và Habibullah (2012). Đ ối với
mẫu nghiên cứu tại Việt Nam, Hồng và Hn (2016) cũng cho th ấy tác
động khơng có ý nghĩa thống kê của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận trước
thuế của các NHTM; Hiền và Dũng (2019) cho thấy tỷ lệ chi phí dự phịng
rủi ro tín dụng trên dư nợ tác động dương, có ý nghĩa thống kê đến ROA,
tuy nhiên, tác động âm và khơng có ý nghĩa th ống kê đến ROE.
Chi phí hoạt động (OEA) tác động dương nhưng khơng có ý nghĩa th ống kê
đến lợi nhuận trước thuế của các NHTM. Tương tự rủi ro tín dụng, kết quả

này cũng đi ngược với giả thuyết đặt ra. Chi phí ho ạt động bao gồm chi phí
trả lương và thu nhập khác cho người lao động và các chi phí khác để vận
hành NHTM. Do đó, m ột cách trực quan, mối quan hệ âm giữa chi phí hoạt
động và lợi nhuận của NHTM được kỳ vọng. Tuy nhiên, chi phí ho ạt động
cũng có thể tác động dương đến lợi nhuận ngân hàng, đặc biệt trong trường
hợp chi phí này đư ợc phân bổ hợp lý trong việc trả lương xứng đáng cho
người lao động có năng suất lao động cao (Molyneux và Thornton, 1992;
Guru và cộng sự, 2002; Ben Naceur, 2003). Nói cách khác, vi ệc trả lương
cao có thể giúp người lao động có thêm động lực làm việc hiệu quả và
nhiều hơn, giúp ngân hàng tăng l ợi nhuận. Thực tế cho thấy, mức thu nhập
của người lao động được trả bởi các NHTM thư ờng được xác định dựa trên
các tiêu chí đo lường hiệu quả làm việc, như Key Performance Index (KPI).
Bên cạnh đó, các NHTM cũng ph ải cạnh tranh về cơ chế ưu đãi để thu hút
nguồn nhân lực chất lượng cao, đặc biệt với các vị trí quản lý cấp trung trở
lên và nhiều kinh nghiệm.
Đối với các biến giả năm (Year dummy), có thể thấy, tác động của các biến
này tới lợi nhuận trước thuế của các NHTM đều là âm qua các năm một
cách nhất quán và hầu hết chúng có ý nghĩa th ống kê. Bởi vì, các biến giả
năm thể hiện sự thay đổi trong tác động gộp của các nhân tố mơi trường
bên ngồi như nhân tố kinh tế vĩ mô, đặc điểm ngành ngân hàng và các
nhân tố khác tác động đến lợi nhuận của NHTM, và khơng đư ợc bóc tách
cụ thể, do đó, khơng thể biết chính xác nhân t ố nào quyết định tới tác động


âm này của các biến giả. Điều này được đề xuất như một hướng nghiên cứu
cần được tiếp tục phân tích. Tuy vậy, nghiên cứu này đề xuất một giả
thuyết về nguyên nhân điều này là do tác động của mức độ cạnh tranh ngày
càng lớn trong ngành ngân hàng t ại Việt Nam. Batten và Vinh (2019);
Trung và Anh (2019) cho th ấy, các nhân tố kinh tế vĩ mô như tỷ lệ lạm
phát, tăng trư ởng GDP, tốc độ tăng trưởng cung tiền tác động dương hoặc

tác động khơng có ý nghĩa thống kê tới hiệu quả sinh lời (ROAA, ROAE
hoặc ROA, ROE) của các NHTM, nhưng mức độ cạnh tranh trong ngành có
xu hướng tăng lên. Biểu đồ 2 thể hiện mức độ cạnh tranh ngành ngân hàng
tại Việt Nam theo chỉ số Lerner, chỉ số này có xu hướng giảm từ năm 2005,
hàm ý mức độ cạnh tranh trong ngành ngân hàng có xu hư ớng gia tăng kể
từ 2005. (Biểu đồ 2)

5. Kết luận và một số khuyến nghị
Phân tích trên tập trung vào hi ệu ứng ngưỡng về quy mô tổng tài sản trong
tác động của sự đa dạng hóa thu nhập tới lợi nhuận trước thuế của các
NHTM tại Việt Nam. Kết quả cho thấy, các NHTM có tổng tài sản vượt
ngưỡng 771737.7 tỷ VND có lợi thế vượt trội so với nhóm ngân hàng còn
lại khi chuyển dịch cơ cấu thu nhập sang dựa vào thu nhập ngoài lãi. Tuy
vậy, kết quả khơng kết luận nhóm ngân hàng cịn lại khơng có lợi ích nếu
thực hiện điều tương tự vì kết quả ước lượng với nhóm này chưa có ý nghĩa
thống kê. Vì vậy, nghiên cứu đề xuất hai hướng nghiên cứu tiếp theo: (i)
Xác định ngưỡng đa dạng hóa thu nhập, theo đó, phân tích sự thay đổi tác
động của mức độ đa dạng hóa thu nhập tới hiệu quả hoạt động hoặc hiệu
quả sinh lời của nhóm ngân hàng có t ổng tài sản dưới ngưỡng quy mô trên;


và (ii) Kiểm định tác động của cạnh tranh tới hiệu quả hoạt động hoặc hiệu
quả sinh lời của các NHTM như đã đề cập. Thông qua kết quả ước lượng,
nghiên cứu đề xuất một số khuyến nghị:
Đối với nhóm ngân hàng có quy mơ t ổng tài sản vượt ngưỡng 771737.7 tỷ
VND, với mẫu nghiên cứu gồm 04 NHTM quốc doanh (Agribank, BDIV,
Vietinbank, Vietcombank), là các ngân hàng có l ợi thế đa dạng hóa lớn hơn
nhóm cịn lại, nên phát triển đa dạng các dòng sản phẩm, dịch vụ hướng
đến bao phủ tất cả các phân khúc khách hàng (Financial Inclusion) dựa trên
việc ứng dụng các công ngh ệ, kỹ thuật phân tích dữ liệu hiện đại, đồng

thời, đầu tư về hạ tầng công nghệ thông tin để đẩy nhanh tốc độ chuyển
dịch cơ cấu thu nhập sang hướng dựa vào thu nhập ngoài lãi. Nhi ều nghiên
cứu cho thấy, việc các NHTM đẩy mạnh các hoạt động ngân hàng đ ầu tư
mang lại rủi ro cao, tuy nhiên, khi t ập trung vào các s ản phẩm bán lẻ, hoặc
thu phí sẽ mang lại sự tăng trưởng lợi nhuận tốt nhưng không g ặp phải rủi
ro cao. Dưới cách tiếp cận về M&A, nhiều nghiên cứu trên thế giới cũng
cho thấy, việc các NHTM mua lại hoặc sáp nhập với các ngân hàng đ ầu tư
hoặc các quỹ đầu tư mạo hiểm có thể làm suy giảm lợi nhuận sau điều
chỉnh rủi ro, tuy vậy, nếu thực hiện với các công ty bảo hiểm sẽ mang lại
lợi ích lớn. Vì vậy, đối với hoạt động Bancassurance này, các ngân hàng
trong nhóm này nên thực hiện các thương vụ lớn tương tự thương vụ “sắp
tới” được định giá khoảng 400 triệu USD giữa Vietcombank và m ột trong
các hãng bảo hiểm3 nhằm đẩy mạnh nguồn thu ngoài lãi này.
Đối với các NHTM tại Việt Nam nói chung, có thể thấy, việc tăng vốn chủ
sở hữu không đem đến nhiều ý nghĩa đối với vai trị chính của nó là đề
phòng các tổn thất bất ngờ trong hoạt động, đặc biệt là rủi ro tín dụng khi
rủi ro này chưa cho th ấy tác động xấu một cách nghiêm trọng tới lợi nhuận
của NHTM, nhưng nó đang cho th ấy ý nghĩa cấp thiết hơn trong việc đáp
ứng các quy định về an toàn vốn như Basel II cũng như đư ợc “nới room”
tăng trưởng tín dụng bởi Ngân hàng Nhà nư ớc. Bên cạnh đó, rủi ro thanh
khoản lại cho thấy những tác động xấu tiềm ẩn và có thể chỉ chưa bộc lộ rõ
ràng với mẫu nghiên cứu và trong giai đoạn nghiên cứu này. Vì vậy, các
NHTM khi tăng trư ởng tín dụng cần chú trọng cân đối nguồn vốn huy
động, đặc biệt là các NHTM quy mơ nh ỏ, thường gặp khó khăn hơn các
NHTM quy mô lớn trong việc tiếp cận các nguồn vốn bán buôn cũng như
việc huy động vốn trên thị trường liên ngân hàng, th ị trường vốn quốc tế,
đồng thời, chúng cũng thư ờng được cho rằng sẽ không nhận được nhiều sự
hỗ trợ như các NHTM quy mô l ớn từ chính phủ trong trường hợp xảy ra các



tổn thất nghiêm trọng theo học thuyết Quá lớn để đổ vỡ hay còn gọi là
“Too big too fail”. Bên c ạnh đó, kết quả nghiên cứu cho thấy, việc sử dụng
các cơ chế đánh giá hiệu quả làm việc để trả lương người lao động tại các
NHTM Việt Nam hiện nay tương đối tốt khi chi phí ho ạt động một cách
bình qn khơng tác đ ộng âm tới lợi nhuận ngân hàng. Tuy v ậy, tác động
này vẫn chưa có ý nghĩa thống kê, hàm ý trong m ột số các trường hợp, có
thể tại các NHTM quốc doanh hoặc NHTM lớn (thường được cho là có tính
hành chính, phức tạp và trì trệ hơn do quy mơ l ớn gây ra), việc quản lý chi
phí hoạt động chưa được hiệu quả và gây tác động xấu đến lợi nhuận. Vì
vậy, các NHTM nên áp dụng biện pháp định lượng đánh giá định kỳ hiệu
quả lợi nhuận theo định hướng chi phí (Cost driven) đã đư ợc bóc tách cụ
thể, hoặc phân tích dựa trên cơ sở dữ liệu về hệ thống thông tin quản lý
(Management information system - MIS) trong ngân hàng, để phát hiện các
nhân tố trong chi phí ho ạt động tác động tiêu cực nhất đến lợi nhuận một
cách khoa học, qua đó có giải pháp khắc phục.
---------------------------------[1] Tham khảo: “ -doanh/loi-nhuan-vietinbanknam-2018-dat-hon-6-800-ty-3866517.html”
[2] Loan to Deposit ratio mang ý nghĩa tương đ ồng với FGAP, vì cùng so
sánh dư nợ và tiền gửi khách hàng.
[3] Tham khảo:
“ />