Tác động của đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ đến tỷ suất sinh lợi và rủi ro của các ngân hàng thương mại

Giới thiệu
Kể từ khi nền kinh tế Việt Nam bắt đầu tiến hành đổi mới từ nền kinh tế kế hoạch hoá tập trung sang cơ chế thị trường, ngày càng hội nhập quốc tế sâu rộng thì cần có nguồn vốn rất lớn. Vì vậy, thị trường vốn đóng vai trò rất quan trọng trong nền kinh tế, các hoạt động của các ngân hàng thương mại đóng góp một phần trong thị trường này.
Sự phát triển mạnh mẽ về quy mô và số lượng các ngân hàng như hiện nay cho thấy rằng, các ngân hàng đã, đang ngày càng cạnh tranh khốc liệt lẫn nhau, về cơ bản thì nguồn thu nhập chủ yếu của các ngân hàng đến từ nguồn tiền lãi và đây cũng là hoạt động cốt lõi của các ngân hàng.
Tuy nhiên, để gia tăng nguồn thu thì các ngân hàng phải đa dạng hóa các nguồn thu từ các sản phẩm dịch vụ khác của mình, liệu rằng khi các ngân hàng thực hiện đa dạng hóa thì sẽ ảnh hưởng như thế nào đến tỷ suất sinh lợi và rủi ro của ngân hàng. Chính vì những lý do đó, mục tiêu nghiên cứu để trả lời các câu hỏi: Đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ tác động như thế nào đến tỷ suất sinh lợi?; Đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ tác động như thế nào đến rủi ro?...
Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm
Theo DeYoung và cộng sự (2004) cho rằng, đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ là các ngân hàng đa dạng chức năng hoạt động mở rộng trong nhiều lĩnh vực như dịch vụ tư vấn, các sản phẩm bảo hiểm, đầu tư tài chính khác và tiếp cận nhiều đối tượng khách hàng khác nhau, lúc này các ngân hàng chính là nơi để cho các khách hàng có thể giao dịch bất kỳ các sản phẩm dịch vụ khác bên cạnh các sản phẩm cốt lõi đặc thù như các dịch vụ chuyển tiền, gửi tiền, mở tài khoản.
Như vậy, khi đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ thì các ngân hàng có thể gia tăng nguồn thu nhập ổn định, phân tán được rủi ro. Nghiên cứu của Chiorazzo và cộng sự (2008) cho thấy, tỷ suất để đo lường lợi nhuận của ngân hàng là tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE). ROA là phản ánh việc sử dụng tổng tài sản để tạo ra lợi nhuận của ngân hàng, còn ROE là phản ánh việc sử dụng vốn chủ sở hữu để tạo ra lợi nhuận của ngân hàng. Tuy nhiên, ROA khái quát hơn ROE nên bài báo này sử dụng ROA để đo lượng biến động tỷ suất lợi nhuận của các ngân hàng. Nghiên cứu của Jahn và Kick (2011) cho rằng: “Rủi ro của ngân hàng là tình trạng bất ổn định mà khi đó các ngân hàng thực hiện các chức năng của mình không đạt được hiệu quả, bao gồm phân phối nguồn lực và phân phối thu nhập”.
Nghiên cứu của Lee và cộng sự (2014) chỉ ra rằng, khi các ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ thì tỷ suất lợi nhuận tăng và giảm thiểu được rủi ro, được nghiên cứu tại các quốc gia khu vực Châu Á - Thái Bình Dương từ 1995 - 2009. Ekanayake (2017) cho rằng, đa dạng hóa tác động tiêu cực đến tỷ suất lợi nhuận được điều chỉnh rủi ro trên tổng tài sản.
Các nghiên cứu của Stiroh (2004), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008) đều có kết quả rằng, tỷ suất lợi nhuận và rủi ro giảm khi các ngân hàng gia tăng đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ.
Mô hình và phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu bảng không cân bằng bao gồm 327 quan sát, được tính toán từ năm 2008 - 2022 trên báo cáo tài chính hợp nhất của 26 ngân hàng thương mại niêm yết trên Sàn Giao dịch chứng khoán Việt Nam, dữ liệu được thu thập từ các trang website của các ngân hàng, các yếu tố vĩ mô là tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) và tỷ lệ lạm phát (INF) được thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam.
Dựa trên những lý thuyết và những nghiên cứu thực nghiệm, nghiên cứu này đưa ra mô hình nghiên cứu dựa theo mô hình nghiên cứu của Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), DeYoung và cộng sự (2001) và Lepetit và cộng sự (2008), để đo lường tác động của đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ đến tỷ suất sinh lợi và rủi ro của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam, bài viết thực hiện hai mô hình hồi quy sau:
| Bảng 1: Mô tả các biến trong các mô hình | ||
| Biến | Công thức | Nghiên cứu thực nghiệm |
| ROAi,t | Lợi nhuận trước thuế và lãi vay/Tổng tài sản | Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015). |
| RAROAi,t |
| Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015). |
| Z-SCOREi,t |
| Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015), DeYoung và cộng sự (2001) |
| HHIi,t |
| Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015). |
| LOAN/ASSETi,t | Dư nợ cho vay/Tổng tài sản | Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015). |
| SIZEi,t | Ln(Tổng tài sản) | Chiorazzo và cộng sự (2008), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), Vo Xuan Vinh và cộng sự (2015). |
| ASSET_GROi,t | Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản | Chiorazzo và cộng sự (2008), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008. |
| GDPt | Tốc độ tăng trưởng kinh tế | Chiorazzo và cộng sự (2008), DeYoung và cộng sự (2001) |
| INFt | Tỷ lệ lạm phát | Chiorazzo và cộng sự (2008), DeYoung và cộng sự (2001) |
Mô hình 1: Tác động của đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ đến tỷ suất sinh lợi theo công thức sau:
ROAit = ß0 + ß1.RAROAi,t + ß2Z - SCOREi,t + ß3HHIi,t + ß4LOAN / ASSET + ß5SIZEi,t + ß6ASSET_GROi,t + ß7GDPt + ß8INFt + εi,t (1)
Mô hình 2: Tác động của đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ đến rủi ro theo công thức sau:
Z − SCOREi,t = δ0 +δ1.RAROAi,t + δ2.ROA +δ3.HHIi,t + δ4.LOAN / ASSETi,t + δ5.SIZEi,t + δ6ASSET_GRO + δ7GDP + δ8INF + ϕi,t .
Trong đó: i = 1… N (số ngân hàng ), t = 1…T (thời gian), β0 và δ0 là hệ số chặn, (β1, β2,..., β8) và (δ1, δ2, ..., δ8) là hệ số ước lượng, εit và φit là phần dư của mô hình.
Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Phân tích tương quan
Để xây dựng được mô hình có phù hợp hay không thì phải xem xét đến mối quan hệ tuyến tính giữa các biến trong mô hình, vấn đề này được thể hiện thông qua ma trận tương quan tại Bảng 2.
| Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình | |||||||||
| ROAi,t | RAROAi,t | Z-SCOREi,t | HHIi,t | LOAN/ASSETi,t | SIZEi,t | ASSET_GROi,t | GDPt | INFt | |
| ROAi,t | 1.00 | ||||||||
| RAROAi,t | 0.31 | 1.00 | |||||||
| Z-SCOREi,t | -0.20 | 0.51 | 1.00 | ||||||
| HHIi,t | -0.21 | -0.14 | -0.07 | 1.00 | |||||
| LOAN/ASSETi,t | 0.12 | 0.16 | 0.01 | -0.03 | 1.00 | ||||
| SIZEi,t | 0.31 | 0.43 | 0.04 | -0.30 | 0.33 | 1.00 | |||
| ASSET_GROi,t | 0.16 | 0.00 | -0.13 | -0.07 | -0.26 | -0.01 | 1.00 | ||
| GDPt | -0.06 | 0.03 | 0.03 | 0.10 | 0.00 | -0.03 | 0.02 | 1.00 | |
| INFt | 0.17 | 0.09 | -0.05 | 0.12 | -0.33 | -0.19 | 0.20 | 0.15 | 1.00 |
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
Bảng 2 thể hiện mối tương quan giữa các biến trong mô hình, ta thấy hệ số tương quan của tất cả các biến đều nhỏ hơn 0.8 và giao động trong khoảng (-1 Kiểm định mô hình Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình 1 và 2.
| Bảng 3: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp Fisher | |
| Biến | PValue |
| ROAi,t | 0.0000 |
| RAROAi,t | 0.0000 |
| Z-SCOREi,t | 0.0000 |
| HHIi,t | 0.0000 |
| LOAN/ASSETi,t | 0.0000 |
| SIZEi,t | 0.0000 |
| ASSET_GROi,t | 0.0000 |
| GDPt | 0.0000 |
| INFt | 0.0000 |
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata.
Bài viết sử dụng kiểm định Unit-root tests đối với dữ liệu bảng, tiếp cận theo phương pháp kiểm định của Fisher để kiểm định tính dừng cho các biến trong 2 mô hình. Từ kết quả ở Bảng 3 cho thấy rằng, các chuỗi dữ liệu đều dừng ở bậc gốc. Như vậy, hai mô hình đã tránh được hiện tượng kết quả hồi quy giả tạo.
| Bảng 4: Phân tử phóng đại phương sai | |||||
| Mô hình 1 | Mô hình 2 | ||||
| ROAi,t | VIF | 1/VIF | Z-SCOREi,t | VIF | 1/VIF |
| RAROAi,t | 1.89 | 0.527943 | RAROAi,t | 1.32 | 0.758679 |
| Z-SCOREi,t | 1.52 | 0.659658 | ROAi,t | 1.29 | 0.776652 |
| HHIi,t | 1.14 | 0.880793 | HHIi,t | 1.16 | 0.865614 |
| LOAN/ASSETi,t | 1.32 | 0.759914 | LOAN/ASSETi,t | 1.33 | 0.751844 |
| SIZEi,t | 1.58 | 0.634061 | SIZEi,t | 1.53 | 0.651858 |
| ASSET_GROi,t | 1.13 | 0.885283 | ASSET_GROi,t | 1.13 | 0.884961 |
| GDPt | 1.03 | 0.966947 | GDPt | 1.04 | 0.960474 |
| INFt | 1.28 | 0.782997 | INFt | 1.31 | 0.761743 |
| VIFtb | 1.36 | VIFtb | 1.26 | ||
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata.
Kiểm định đa cộng tuyến theo phân tử phóng đại phương sai (VIF).
| Bảng 5: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan | ||
| Kiểm định phương sai thay đổi | ||
| Mô hình 1 | PValue = 0.002 | Phát hiện phương sai thay đổi |
| Mô hình 2 | PValue = 0.000 | Phát hiện phương sai thay đổi |
| Kiểm định tự tương quan | ||
| Mô hình 1 | PValue = 0.000 | Có hiện tượng tự tương quan |
| Mô hình 2 | PValue = 0.000 | Có hiện tượng tự tương quan |
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
Từ bảng phân tử phóng đại phương sai của tất cả các biến trong mô hình đều nằm trong khoảng (1 Kiểm định phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan Để kiểm tra mô hình có bị phương sai thay đổi và có xảy ra hiện tượng tự tương quan. Bài báo đặt giả thuyết Ho: Mô hình không bị phương sai thay đổi, Ho: Mô hình không bị tự tương quan. Bài viết sử dụng kiểm định White phát hiện cả 2 mô hình đều bị hiện tượng phương sai thay đổi với mức ý nghĩa 1%, kiểm định Wooldrigde (2002) phát hiện cả 2 mô hình có tự tương quan bậc nhất với mức ý nghĩa 1%. Kết quả nghiên cứu và thảo luận Kết quả các kiểm định ở trên cho thấy, hai mô hình bị hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất để khắc phục các hiện tượng này thì nghiên cứu đã sử dụng phương pháp ước lượng FGLS tại Bảng 6.
| Bảng 6: Kết quả hồi quy hệ phương trình theo phương pháp GGLS | |||||
| Mô hình 1 | Mô hình 2 | ||||
| ROAi,t | Hệ số | P>|z| | Z-SCOREi,t | Hệ số | P>|z| |
| RAROAi,t | 0.00033*** | 0.0000 | RAROAi,t | 10.5779*** | 0.0000 |
| Z-SCOREi,t | -0.00002*** | 0.0000 | ROAi,t | -1066.2110*** | 0.0000 |
| HHIi,t | -0.00329*** | 0.0020 | HHIi,t | -20.2521*** | 0.0010 |
| LOAN/ASSETi,t | 0.00249 | 0.4010 | LOAN/ASSETi,t | 26.7256** | 0.0300 |
| SIZEi,t | 0.00129*** | 0.0010 | SIZEi,t | -8.2012*** | 0.0000 |
| ASSET_GROi,t | -0.00193** | 0.0480 | ASSET_GROi,t | -2.6212 | 0.5600 |
| GDPt | 0.00890 | 0.2990 | GDPt | -32.8892 | 0.4290 |
| INFt | 0.01980*** | 0.0000 | INFt | -14.5215 | 0.4480 |
| Hằng số | -0.03338 | 0.0060 | Hằng số | 281.8761 | 0.0000 |
*;**;***Thể hiện mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata.
Theo kết quả nghiên cứu tại Bảng 6 cho thấy, trong mô hình 1 biến đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ tác động ngược chiều với biến tỷ suất sinh lợi và có ý nghĩa 1%, mô hình 2 biến đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ tác động ngược chiều với biến rủi ro ngân hàng và có ý nghĩa 1%.
Như vậy, có thể khẳng định, các ngân hàng càng đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ thì rủi ro càng giảm và tỷ suất sinh lợi cũng càng giảm. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Stiroh (2004), DeYoung và cộng sự (2001), Lepetit và cộng sự (2008), nhưng trái với nghiên cứu của Chiorazzo và cộng sự (2008), Lee và cộng sự (2014).
Kết luận
Từ những kết quả đạt được ở trên, nguyên nhân là do quy mô của các ngân hàng tại Việt Nam còn hạn chế, tồn tại nhiều rủi ro và bất ổn của thị trường; năng lực của các ngân hàng chưa theo kịp được với hoạt động đa dạng hóa, vì hoạt động đa dạng hóa tạo sẽ tạo cho ngân hàng có nhiều nguồn thu ở các hoạt động khác nhau.
Trong tổng nguồn thu của ngân hàng, nguồn thu từ lãi vay là chiếm tỷ trọng cao nhất, nhưng khi các ngân hàng cố gắng gia tăng tạo các nguồn thu khác ngoài lãi như các khoản hoa hồng, thu phí giao dịch, dịch vụ, tư vấn và hoạt động kinh doanh tài chính khác, những yếu tố này sẽ làm cho các khách hàng có sự không hài lòng và so sánh với các ngân hàng khác, từ đó dẫn đến tình trạng ngân hàng bị mất khách hàng.
Bên cạnh đó, khi ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm và dịch vụ sẽ phát sinh thêm nhiều chi phí đi kèm cho các hoạt động này như tiền lương, chi phí đào tạo, chi phí đầu tư máy móc và thiết bị. Như vậy, khi các ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ thì tỷ suất sinh lợi giảm. Tuy nhiên, khi đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ giúp cho các ngân hàng gia tăng doanh thu, giảm được tình trạng kiệt quệ tài chính. Trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2008 - 2022 thì các hoạt động kiểm soát rủi ro của ngân hàng được đảm bảo ổn định, cho nên rủi ro của ngân hàng giảm.
Tài liệu tham khảo:
- Võ Xuân Vinh và Trần Thị Phương Mai (2015), Lợi nhuận và rủi ro từ đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí phát triển kinh tế, 26(8),trang 54-70;
- Chiorazzo, V., Milani, C. và Salvini, F., (2008), Bank income structure and risk: An empirical analysis of European banks. Journal of Banking &Finance, Vol 32, No 8, Pages 1452-1467;
- Lepetit, L., Nys, E., Rous, P. và Tarazi, A., (2008), Income diversification and bank performance: Vidence from Italian banks. Journal of Financial Services Research, Vol 33, No 3, Pages 181-203.
- Lee, C. C., Hsieh, M. F. và Yang (2014), The relationship between revenue diversification and bank performance: Do finacial structures and financial reforms matter? Japan and the World Economy, Vol 29, No 3, Pages 18-35;
- Jahn, N. và Kick, T., 2012. Determinants of banking system stability: A macro prudential analysis. Finance Center Münster. University of Münster;
- Wooldridge, Jeffrey, M., (2002), Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press, Cambridge, MA.
Tin tức khác
Giấy chứng nhận bảo hiểm bắt buộc xe cơ giới điện tử cần có những thông tin gì?
9 tháng, Tập đoàn Bảo Việt đạt gần 48.000 tỷ đồng doanh thu
Bài 1: Gắn kết định hướng phát triển với nguồn lực thực hiện
AI đang làm thay đổi cách doanh nghiệp bảo hiểm kiếm tiền
Giá vàng hôm nay: Trong nước giảm, thế giới lại mất mốc 4.000 USD/ounce
Lãi suất, tỷ giá hôm nay 30/10: Tiếp tục giảm lãi suất, USD đi xuống
Tín dụng tăng nhanh, khoảng cách tiếp cận vốn vẫn lớn
PODCAST: Từ năm 2027, lương hưu, trợ cấp bảo hiểm xã hội sẽ được chi trả thế nào?
POCAST: Dòng tiền chứng khoán đang tìm đến những nhóm ngành nào?
PODCAST: Tài khóa năm 2027 trước yêu cầu tăng trưởng cao và bảo đảm an ninh tài chính quốc gia
VIDEO: Giải ngân vốn đầu tư công đạt 64,6%
VIDEO: Hành trình 30 năm ngành Chứng khoán Việt Nam
Bộ trưởng Bộ Nội vụ: Sẽ khắc phục bất cập tiền lương, phụ cấp của viên chức cấp xã
Tăng trưởng bền vững khi doanh nghiệp Việt tạo nhiều giá trị trong chuỗi cung ứng toàn cầu
Chất lượng thể chế quyết định khả năng chuyển hóa tiềm năng thành tăng trưởng
Đại biểu Quốc hội đề xuất "3 đường dẫn vốn" dài hạn cho tăng trưởng 2 con số
Ngoại giao trở thành đòn bẩy trực tiếp cho tăng trưởng kinh tế
Bài 1: Gắn kết định hướng phát triển với nguồn lực thực hiện
Hoàn thiện khung pháp lý về xuất xứ Việt Nam đối với hàng hóa lưu thông trong nước
Bộ trưởng Bộ Xây dựng: Định danh điện tử giúp hạn chế gian lận, trục lợi bất động sản
Không để nguồn lực đất đai lãng phí, ngân sách thất thu vì dự án bất động sản “đắp chiếu”
Hợp tác xã muốn dẫn dắt chuỗi giá trị, cần gỡ những “nút thắt” nào?
Tăng trưởng bền vững khi doanh nghiệp Việt tạo nhiều giá trị trong chuỗi cung ứng toàn cầu
Đại biểu Quốc hội đề xuất "3 đường dẫn vốn" dài hạn cho tăng trưởng 2 con số
Sản xuất tiên tiến mở đường cho hàng xuất khẩu Việt Nam bứt phá
Metro Bến Thành - Cần Giờ thi công đồng loạt, hướng đến hoàn thành vào cuối năm 2028
TP. Hồ Chí Minh: Định hướng xúc tiến đầu tư vào 5 nhóm lĩnh vực trọng tâm
Bài 3: Kinh tế đêm - khai phá sâu để bứt phá
Bài 3: Khơi thông nguồn lực - Đồng vốn phải thực sự tạo ra giá trị











