Ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

27
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN 
RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
IMPACT OF CAPITAL STRUCTURE ON THE NET INTEREST MARGIN OF THE 
COMMERCIAL BANK IN VIETNAM
TÓM TẮT
Bài viết này xem xét tác động c̉a cơ cấu 
vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân 
hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam. Số liệu 
sử dụng cho nghiên cứu được thu thập từ báo 
cáo tài ch́nh c̉a 19 NHTM Việt Nam giai đoạn 
2007 – 2014. Ngoài ra nghiên cứu còn sử dụng 
tỷ lệ tĕng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được 
thống kê c̉a World Bank. Nghiên cứu áp dụng 
các phương pháp h̀i quy trên dữ liệu bảng. Bao 
g̀m: phương pháp OLS, Fixed effects model 
(FEM) và Random effects model (REM). Sau đó, 
nghiên cứu áp dụng phương pháp b̀nh phương 
bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General 
Least Square – FGLS) để đảm bảo tính vững 
và hiệu quả của mô hình nghiên cứu. Kết quả 
nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu trên 
tổng tài sản (CAPi,t ), tỷ lệ cho vay trên tổng tài 
sản (LOANi,t ), tỷ lệ lạm phát hàng nĕm (CPIt ) 
và tỷ lệ tĕng trưởng GDP hàng nĕm (GDPt ) tác 
động có ý nghĩa đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên 
c̉a NHTM Việt Nam. 
Từ khóa: cấu trúc vốn, tỷ suất lợi nhuận 
ròng biên, ngân hàng thương mại, Việt Nam
ABSTRACT
This paper examines the impact of capital 
structure on the net interest margin of the 
Commercial bank in Vietnam. The data used for 
the research were collected from the inancial 
reports of 19 Commercial bank in Vietnam 
during the period 2007-2014. In addition the 
research also use the economic growth rate 
(GDP) and the inlation rate (CPIt ) were the 
World Bank’s statistics. The research applies 
the panel data regression models, including 
the OLS Model, the Fixed Effect Model (FEM) 
and the Random Effect Model (REM). Next, 
the research employs the Feasible Generalized 
Least Squares (FGLS) technique to ensure the 
viability and effectiveness of the research model. 
The research result shows that the capital to 
assets ratio (CAPi,t ). The loans to assets ratio 
(LOANi,t ), the inlation rate (CPIt ) and the 
economic growth rate (GDPt ) have an impact 
on the net interest margin of the Commercial 
bank in Vietnam.
Keywords: capital structure, the net 
interest margin, commercial bank, Vietnam
(*) ThS. GV. Khoa Tài ch́nh - Ngân hàng, trừng Đại ḥc Công nghiệp thành phố H̀ Ch́ Minh. 
ĐT: 0935 98 98 97. Email: trangdoan.hui@gmail.com
Đoàn Thị Thu Trang(*)
28
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
Từ khi trở thành thành viên thứ 150 của tổ 
chức thương mại thế giới WTO nĕm 2007, Việt 
Nam đã đón nhận nhiều cơ hội cũng như thách 
thức cho mọi lĩnh vực ngân hàng – một lĩnh vực 
hết sức nhạy cảm. Việc mở cửa thị trường tài 
chính, làm các NHTM Việt Nam phải đối mặt với 
cạnh tranh cao hơn từ các ngân hàng nước ngoài. 
Theo báo cáo kinh tế vĩ mô và Ủy ban Giám sát 
tài chính quốc gia công bố tỷ suất lợi nhuận ròng 
biên (NIM) của hầu hết các NHTM Việt Nam 
trong những nĕm gần đầy đều có xu hướng giảm, 
đặc biệt là trong hai nĕm 2013 và 2014. 
Chỉ tiêu tỷ suất sinh lợi biên (Net Interest 
Margin - NIM) được xác định bằng tổng doanh 
thu từ lãi trừ tổng chi phí trả lãi (thu nhập lãi 
thuần) trên tổng tài sản có sinh lời bình quân. 
Trong đó, tổng tài sản có sinh lời bình quân 
được xác định theo các khoản mục tiền gửi tại 
NHNN, tại các tổ chức tín dụng, cho vay các tổ 
chức tín dụng khác, cho vay khách hàng, chứng 
khoán đầu tư. Thông qua tỷ lệ này, ngân hàng có 
thể kiểm soát tài sản sinh lời và đánh giá nguồn 
vốn nào có chi phí thấp nhất. 
Ảnh hưởng của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi 
nhuận ròng biên của ngân hàng đã là một đề tài 
tranh luận giữa các nhà nghiên cứu và học giả. 
Các nghiên cứu khác nhau đã được tiến hành 
để tìm hiểu tác động của cơ cấu vốn đến tỷ suất 
lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Các nghiên 
cứu đã sử dụng các kỹ thuật khác nhau và các 
phương pháp và đã có những ý kiến khác nhau 
về kết quả. Một số nghiên cứu cho thấy rằng 
có tác động tích cực của cơ cấu vốn đến tỷ suất 
lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Mặc dù có 
một số nghiên cứu định lượng đã được tiến hành 
nhằm xác định tác động của cấu trúc vốn đến tỷ 
suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng ở nhiều 
nước trên thế giới nhưng theo hiểu biết của các 
tác giả, chưa có nghiên cứu nào về vấn đề này 
được thực hiện tại Việt Nam.
Xuất phát từ tầm quan trọng của việc nâng 
cao khả nĕng sinh lời của hệ thống NHTM Việt 
Nam, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm 
nhằm tìm ra câu trả lời về mối quan hệ giữa 
cấu trúc vốn và tỷ suất lợi nhuận ròng biên của 
các NHTM Việt Nam trong giai đoạn vừa qua. 
Dựa vào kết quả này giúp các NHTM có thể xác 
định cấu trúc vốn hợp lý để góp phần nâng cao 
khả nĕng sinh lời của ngân hàng nói riêng và hệ 
thống NHTM Việt Nam nói chung.
2. CƠ SƠ LÝ THUYẾT VÀ CÁC 
NGHIÊN CỨU TRƯỚC
Tỷ suất lợi nhuận ròng biên là thước đo 
tính hiệu quả cũng như khả nĕng sinh lời. 
Chúng chỉ ra nĕng lực của hội đồng quản trị và 
nhân viên ngân hàng trong việc duy trì sự tĕng 
trưởng của các nguồn thu từ lãi (chủ yếu là 
thu từ cho vay, đầu tư) so với mức tĕng trưởng 
của chi phí lãi (chủ yếu là chi phí trả lãi cho 
tiền gửi, những khoản vay trên thị trường tiền 
tệ). Tỷ suất lợi nhuận ròng biên đo lường mức 
chênh lệch giữa thu từ lãi và chi phí trả lãi 
mà ngân hàng có thể đạt được thông qua hoạt 
động kiểm soát chặt chẽ tài sản sinh lời và theo 
đuổi các nguồn vốn có chi phí thấp nhất. Do 
vậy nếu có cấu tài sản nợ, tài sản có hợp lý, 
tối ưu thì sẽ làm cho tỷ lệ này gia tĕng qua các 
nĕm. (Trịnh Hồng Hạnh, 2015).
Tổng hợp một số nghiên cứu gần đây có liên 
quan được tóm tắt ở bảng 1 sau đây:
29
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
Bảng 1: Tổng hợp các nghiên cứu trức
Tác giả Dữ liệu nghiên cứu Biến phụ thuộc
Các biến độc lập tác động có ý nghĩa
Tên biến Chiều tác động
Sehrish Gul 
& các cộng 
sự (2011)
- Giai đoạn nghiên cứu 
2005-2009
- Dữ liệu 15 NHTM ở 
Pakistan
Tỷ suất sinh 
lợi biên 
(NIM)
Tỷ lệ vốn (+)
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài 
sản (+)
Tỷ lệ tĕng trưởng GDP (-)
Tỷ lệ lạm phát (+)
Bashir
(2000)
- Giai đoạn nghiên cứu 
1993 - 1998
- Dữ liệu tám quốc gia ở 
khu vực Trung Đông
Tỷ suất sinh 
lợi biên 
(NIM)
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (+)
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên 
tổng tài sản (+)
Khalaf Taani 
& các cộng 
sự (2011)
- Giai đoạn nghiên cứu 
2007-2011
- Dữ liệu 12 NHTM niêm 
yết trên sàn chứng khoán 
Amman
Tỷ suất sinh 
lợi biên 
(NIM)
Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (-)
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (-)
Mubeen 
mụahid & 
các cộng sự 
(2014)
- Giai đoạn nghiên cứu 
2008-2012 
- Dữ liệu các ngân hàng ở 
Pakistan
Tỷ suất sinh 
lợi biên 
(NIM)
Tỷ lệ nợ dài hạn trên Vốn 
chủ sở hữu (-)
Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Vốn 
chủ sở hữu (-)
Tỷ lệ tổng nợ trên Vốn chủ 
sở hữu (-)
 Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả
Dựa vào kết quả của các nghiên cứu trước, tác giả tiến hành nghiên cứu định lượng để tìm ra sự 
tác động của một số yếu tố đến nợ xấu tại các ngân hàng thương mại Việt Nam.
3. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Cĕn cứ vào kết quả của các bài nghiên cứu trước có liên quan, mô hình nghiên cứu dự kiến có 
phương trình như sau:
NIMit = β0 + β1CAPit + β2 LOANit + β3 INFt + β4GDPt + εit
Trong đó: 
Biến phụ thuộc NIMit: Tỷ suất lợi nhuận ròng biênCác biến độc lập: Tỷ lệ vốn (CAPit), tỷ lệ cho vay (LOANit), tỷ lệ lạm phát (INFt), tĕng trưởng kinh tế (GDPt).
30
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Bảng 2: Các biến sử dụng trong mô h̀nh nghiên cứu
Biến Ký hiệu Đo lường Giả thuyết
Biến phụ thuộc Tỷ suất lợi nhuận ròng biên NIMi,t Thu nhập lãi ròng / Tài sản có sinh lãi
Biến độc lập Tỷ lệ vốn CAPi,t Vốn chủ sở hữu / Tổng tài sản +
Các biến kiểm 
soát
Tỷ lệ cho vay LOANi,t Tỷ lệ cho vay / Tổng tài sản +
Lạm phát CPIt Tỷ lệ lạm phát hàng nĕm +
Tĕng trưởng kinh tế GDPt Tỷ lệ tĕng GDP hàng nĕm -
 Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả
4. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU 
NGHIÊN CỨU
4.1. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng thông qua 
hồi quy tuyến tính đa biến để lượng hóa sự tác 
động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc 
trong các mô hình. Trước tiên, nghiên cứu sẽ 
kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các 
biến độc lập trong mô hình thông qua hệ số nhân 
tử phóng đại phương sai (VIF), nếu hệ số VIF 
lớn hơn hoặc bằng 10 thì hiện tượng đa cộng 
tuyến được đánh giá là nghiêm trọng (Gujrati, 
2003). Tiếp theo đó, nghiên cứu tiến hành kiểm 
định hiện tượng tự tương quan và hiện tượng 
phương sai của sai số thay đổi. Nếu không có 
hiện tượng tự tương quan và phương sai của sai 
số thay đổi thì nghiên cứu sẽ sử dụng các phương 
pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng. 
Tuy nhiên, nếu có hiện tượng tự tương quan và 
phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu 
sẽ chuyển sang phương pháp bình phương bé 
nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least 
Square – FGLS). Wooldridge (2002) cho rằng, 
phương pháp này rất hữu dụng khi kiểm soát 
được hiện tượng tự tương quan và hiện tượng 
phương sai của sai số thay đổi.
4.2. Dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thu thập 
được c̉a 19 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 
2007-2014. Riêng tỷ lệ tĕng trưởng GDP và tỷ 
lệ lạm phát được lấy từ số liệu thống kê của 
World Bank.
5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
5.1. Thống kê mô tả
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 19 
NHTM trong giai đoạn 2008 – 2014 với các biến 
số được thống kê mô tả trong bảng 3 sau đây:
Bảng 3: Thống kê mô tả các biến
Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
NIMi,t 152 0.0346482 0.0152211 0.008193 0.104947
CAPi,t 152 0.1267721 0.0900562 0.042556 0.614083
LOANi,t 152 0.5298685 0.1369904 0.156097 0.944218
CPIt 152 0.107225 0.0618049 0.0409 0.2312
GDPt 152 0.059375 0.0059932 0.0525 0.0713
 Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
31
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
5.2. Phân tích tương quan
 Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả ở bảng 4 sau đây:
Bảng 4: Hệ số tương quan giữa các biến
NIMi,t CAPi,t LOANi,t CPIt GDPt
NIMi,t 1.0000
CAPi,t 0.7284 1.0000
LOANi,t 0.3494 0.1885 1.0000
CPIt 0.0887 0.0423 -0.0320 1.0000
GDPt -0.1943 -0.0380 -0.0910 0.0045 1.0000
 Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta 
thấy: 
- Biến độc lập CAPi,t tác động cùng chiều đến NIMi,t. 
- Các biến kiểm soát LOANi,t, INFt tác động cùng chiều đến NIMi,t. 
- Biến kiểm soát GDPt tác động ngược chiều đến NIMi,t. 
- Không có hiện tượng đa cộng tuyến 
nghiêm trọng (tự tương quan giữa các 
biến độc lập trong mô hình) do các hệ số 
tương quan có giá trị khá thấp (cao nhất 
là 0.1885, chuẩn so sánh theo Farrar & 
Glauber (1967) là 0.8).
 Kết quả tương quan trên phù hợp với hầu hết 
các nghiên cứu trước trên thế giới và phù hợp 
với kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên 
cứu này tại Việt Nam.
5.3. Kiểm định các giả thuyết hồi quy
Bảng 5: Kết quả kỉm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập 
Kiểm định VIF
Biến VIF 1/VIF
LOANi,t 1.05 0.955888
CAPi,t 1.04 0.961693
GDPt 1.01 0.991268
CPIt 1.00 0.996543
Giá trị trung bình = 1.02
 Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc 
lập trong mô hình tương quan tuyến tính với 
nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết 
không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách 
dùng chỉ tiêu VIF. Kết quả cho thấy VIF của tất 
cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện 
tượng đa cộng tuyến trong mô hình được đánh 
giá là không nghiệm trọng (Gujrati, 2003).
32
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Bảng 6: Kỉm định phương sai c̉a sai số thay đổi và kỉm định tự tương quan
Kiểm định phương sai của sai số thay đổi Kiểm định tự tương quan
White’s test Wooldridge test
Chi2 (14) = 70.80 F (1, 18) = 52.478
Prob > chi2 = 0.0000* Prob > F = 0.0000*
Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%
 Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
- Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho 
các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS 
vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số 
hồi quy không còn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến 
hiện tượng ngộ nhận các biến độc lập trong mô 
hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ 
số hồi quy và R bình phương không dùng được. 
Bởi vì phương sai của sai số thay đổi làm mất 
tính hiệu quả của ước lượng, nên cần thiết phải 
tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai của 
sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả 
thuyết H0: Không có hiện tượng phương sai thay 
đổi. Với mức ý nghĩa alpha= 1%, kiểm định 
White cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, Prob 
< 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0. Tức là có hiện 
tượng phương sai thay đổi.
- Giữa các sai số có mối quan hệ tương 
quan với nhau sẽ làm cho các ước lượng thu 
được bằng phương pháp OLS vững nhưng 
không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui 
không còn đáng tin cậy. Nghiên cứu tiến hành 
kiểm định giả thuyết không bị tự tương quan 
trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0: không có 
sự tự tương quan. Với mức ý nghĩa alpha = 1%, 
kiểm định cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, 
Prob < 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0. Tức là có 
sự tự tương quan.
Tổng hợp kết quả kiểm định
Qua kết quả kiểm định từng phần ở trên, 
ta thấy: mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến 
được đánh giá là không nghiêm trọng. Tuy vậy, 
mô hình có sự tự tương quan giữa các sai số và 
có hiện tượng phương sai thay đổi. Hiện tượng 
này sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng 
các phương pháp hồi quy thông trường trên dữ 
liệu bảng không hiệu quả, các kiểm định hệ số 
hồi qui không còn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả 
dùng phương pháp bình phương bé nhất tổng 
quát khả thi (Feasible General Least Square – 
FGLS) để khắc phục hiện tượng tự tương quan 
giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay 
đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và 
hiệu quả (theo Wooldridge (2002)).
5.4. Kết quả hồi quy
Tiếp theo, nghiên cứu áp dụng các phương 
pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm: 
Phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM) 
và Random effects model (REM). Mô hình 
nghiên cứu có hiện tượng tự tương quan giữa 
các sai số, hiện tượng này có thể được kiểm soát 
bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng 
quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng 
thu được vững và hiệu quả (Wooldridge, 2002). 
Kết quả các mô hình nghiên cứu như sau:
33
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
Bảng 7: Kết quả mô h̀nh nghiên cứu
NPLit
Hệ số hồi quy
OLS FEM REM FGLS
Hằng số 0.0285146 0.0378517 0.0312934 0.0166779
CAPi,t 0.1149903* 0.0840991* 0.1084794* 0.0973284*
LOANi,t 0.0233054* 0.0163841** 0.0206192* 0.0216005*
CPIt 0.0165636 0.0179918 0.0167786 0.0293592*
GDPt -0.3801066* -0.4122199* -0.3894229* -0.1717714**
R2 60.39% 59.83% 60.36%
F-test
F( 4, 147) = 
56.03
Prob > F = 0.0000*
F(4,129) = 
13.14
Prob > F = 
0.0000*
Wald chi2(4) 
= 142.28
Prob > chi2 = 
0.0000*
Wald chi2(4) 
= 99.04
Prob > chi2 = 
0.0000*
Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Với biến phụ thuộc là NIMi,t, sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng tự tương 
quan giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu 
quả, ta có kết quả như sau:
NIMit = 0.0167 + 0.0973 CAPit + 0.0216 LOANit + 0.0294 INFt – 0.1718 GDPt + εit
Biến độc lập, tỷ lệ vốn (CAPi,t) có mối 
tương quan dương và mạnh nhất (0.0973) với 
tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt 
Nam và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 
1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu 
của Sehrish Gul & các cộng sự (2011), Bashir 
(2000), Khalaf Taani & các cộng sự (2011) và 
Mubeen mụahid & các cộng sự (2014), và có thể 
được giải thích rằng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên 
tổng tài sản càng cao thì tỷ suất lợi nhuận ròng 
biên của NHTM càng cao và ngược lại. Điều 
này chứng tỏ quy mô vốn chủ sở hữu đóng một 
vai trò rất quan trọng trong việc nâng cao tỷ suất 
lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam.
Biến kiểm soát, tỷ lệ cho vay (LOANi,t) có 
mối tương quan dương (0.0216) với tỷ suất lợi 
nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có 
ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Kết quả 
này phù hợp với các nghiên cứu của Sehrish Gul 
& các cộng sự (2011) và Bashir (2000), và có thể 
được giải thích rằng, các NHTM Việt Nam càng 
mở rộng quy mô cho vay thì tỷ suất lợi nhuận 
ròng biên càng tĕng. Tại Việt Nam hoạt động 
truyền thống và chủ yếu của các ngân hàng vẫn 
là cho vay (chiếm khoản 70 – 80% hoạt động 
của ngân hàng). Chính vì vậy, đa số các ngân 
hàng thường có xu hướng tập trung vào hoạt 
động cho vay, kênh chính để tạo ra lợi nhuận 
cho ngân hàng.
Biến kiểm soát, lạm phát (INFt) có mối tương 
quan dương (0.0294) với tỷ suất lợi nhuận ròng 
biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa 
34
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
thống kê với mức ý nghĩa 1%. Thực tế tại Việt 
Nam giai đoạn 2007 – 2014 cho thấy, khi tỷ lệ 
lạm phát tĕng cao tĕng đến 19.89% trong nĕm 
2008 và 18.58% trong nĕm 2011 và kéo theo sự 
gia tĕng lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi mặc 
dù với những tỷ lệ khác nhau, với quy định về 
trần lãi suất huy động đã làm hạn chế gia tĕng 
lãi suất huy động và kết quả là làm hệ số NIM 
tĕng lên.
Biến tĕng trưởng kinh tế (GDPt) có mối 
tương quan ngược chiều (– 0.1718) với tỷ suất 
lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và 
có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Thực 
tế từ nĕm 2007 – 2014 cho thấy, khi các hoạt 
động kinh tế tĕng sẽ làm tĕng giá trị vay của 
khách hàng (lãi suất huy động được điều chỉnh 
giảm liên tục từ đó kéo theo lãi suất cho vay 
cũng giảm đáng kể, do đó làm giảm chênh lệch 
lãi suất và giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên.
6. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Bài nghiên cứu kiểm định sự tác động của 
cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên 
tại 19 ngân hàng thương mại Việt Nam trong 
giai đoạn 2007 – 2014. Tác giả đã áp dụng các 
phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao 
gồm: Phương pháp OLS, Fixed effects model 
(FEM), Random effects model (REM), tiếp đó 
là phương pháp bình phương bé nhất tổng quát 
khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu 
được vững và hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho 
thấy tỷ suất lợi nhuận ròng biên bị tác động bởi 
lập tỷ lệ vốn (CAPi,t), tỷ lệ cho vay (LOANi,t), 
Lạm phát (INFt)và tĕng trưởng kinh tế (GDPt).
Kết quả nghiên cứu đã góp phần giúp cơ 
quan quản lý, các ngân hàng thương mại, nhà 
đầu tư có cái nhìn toàn diện hơn về tỷ suất lợi 
nhuận ròng biên và những yếu tố nào tác động 
đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân 
hàng thương mại Việt Nam. Từ đó, tác giả đề 
xuất một số gợi ý nhằm giúp các cơ quan quản 
lý, ngân hàng thương mại và nhà đầu tư có kế 
hoạch cụ thể góp phần giảm thiểu rủi ro, nâng 
cao chất lượng tín dụng, đảm bảo hiệu quả hoạt 
động kinh doanh, phát triển ổn định và bền 
vững. Cụ thể:
Về vấn đề tĕng tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu: Tỷ lệ 
vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều mạnh 
nhất đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các 
NHTM Việt Nam. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng 
tĕng thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên càng tĕng. 
Vì vậy NHTM cần nâng cao hơn nữa tỷ lệ vốn 
chủ sở hữu. Tại NHTM có rất nhiều cách để tĕng 
vốn chủ sở hữu của mình như: phát hành thêm 
cổ phiếu ra thị trường, bán cổ phần cho đối tác 
chiến lược là các ngân hàng trong nước và nước 
ngoài, các tổng công ty trong nước và nước 
ngoài, thực hiện chi trả cổ tức bằng cổ phiếu 
hay sử dụng thặng dư vốn cổ phần của những 
nĕm trước để lại để tĕng vốn cho nĕm nay hoặc 
trích lập các quỹ từ nguồn lợi nhuận nĕm trước. 
Tùy theo thế mạnh của từng ngân hàng và tình 
hình cụ thể trong từng thời kỳ, ngân hàng sẽ có 
những lựa chọn phương thức tĕng vốn chủ sở 
hữu đảm bảo nguồn vốn bền vững và đảm bảo 
lợi ích của các cổ đông trong ngân hàng.
 Về vấn đề tĕng tỷ lệ cho vay : Tỷ lệ cho vay 
có tác động cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận 
ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tĕng tỷ lệ 
cho vay sẽ giúp tỷ suất lợi nhuận ròng biên gia 
tĕng. Nhưng khi tĕng tỷ lệ cho vay mà không 
kiểm soát được chặt chẽ thì điều này sẽ ảnh 
hưởng rất lớn đến mức độ an toàn và hiệu quả 
hoạt động của ngân hàng ngoài ra còn thúc đẩy 
lạm phát quốc gia tĕng cao. Vì vậy các ngân 
hàng muốn tĕng tỷ lệ cho vay sẽ phải chấp nhận 
đánh đổi rủi ro, nhưng phải đảm bảo an toàn tín 
dụng theo quy định của Ngân hàng Nhà nước.
Về vấn đề lạm phát : Lạm phát có tác động 
cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của 
các NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, khi tỷ lệ lạm 
phát gia tĕng sẽ kéo theo sự gia tĕng lãi suất 
35
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
cho vay và lãi suất tiền gửi với những tỷ lệ khác 
nhau, điều này có thể làm cho tỷ suất lợi nhuận 
ròng biên có thể gia tĕng hoặc giảm sút. Khi 
mức lạm phát được kiềm chế, các ngân hàng có 
thể duy trì mức lãi suất thực dương mà không 
cần dựa vào các chi phí lãi suất ngầm để thu hút 
khách hàng, sẽ giúp gia tĕng tỷ suất lợi nhuận 
ròng biên.
Về vấn đề tĕng trưởng GDP: Tỷ lệ tĕng 
trưởng GDP có tác động ngược chiều đến tỷ suất 
lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. 
Bởi vì khi các chủ trương, cơ chế chính sách hỗ 
trợ, tháo gỡ khó khĕn cho sản xuất kinh doanh 
được ban hành như lãi suất cho vay, hỗ trợ các 
doanh nghiệp tĕng trưởng sản xuất sẽ làm giảm 
chênh lệch lãi suất cho vay và lãi suất huy động, 
làm giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên. Vì vậy, 
khi kích thích tĕng trưởng GDP, nhà nước nên 
lưu ý điều hành linh hoạt, chủ động các công 
cụ chính sách tiền tệ kết hợp với chính sách tài 
khóa để điều chỉnh lãi suất ở mức hợp lý và cần 
đẩy mạnh cải cách hạnh chính, nâng cao hiệu 
quả quản lý nhà nước, tĕng cường chống tham 
nhũng, lãng phí.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Bashir, A. (2000), Determinants of 
proitability and rates of return margins in 
Islamic banks: some evidence from the Middle 
East, Grambling State University Mimeo.
[2]. Sehrish Gul (2011), Factors affecting 
bank proitability in Pakistan, The Romanian 
Economic Journal
[3]. Gujarati (2003), Basic Econometrics (4th 
edn), New York: McGraw-Hill.
[4]. Khalaf Taani (2013), Capital Structure 
Effects on Banking Performance: A Case Study 
of Jordan. International Journal of Economics, 
Finance and Management Sciences. Vol. 1, No. 
5, 2013, pp. 227-233.
[5]. Mubeen Muajahid (2014), Impact of 
Capital Structure on Banking Performance, 
Vol.5, No.19, 2014, pp. 2222-2847
[6]. Wooldridge (2002), Introductory 
Econometrics: A Mordern Approach, 2nd Ed., 
South-Western College.