CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.4. Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á
4.4.1. Các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân
Thực hiện hồi quy mô hình GMM với biến phụ thuộc là thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân (NIM1) với tất cả các mẫu quan sát bao gồm 6 quốc gia trong khu vực Đông Nam Á (dữ liệu bao gồm 98 ngân hàng thương mại với 1024 quan sát), kết quả hồi quy được trình bày trong bảng sau:
43
Bảng 4.6. Ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân của các ngân hàng thương mại tại 6 nước
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z NIM1(-1) 0.6053*** 0.6157*** 0.5931*** 0.6131***
14.15 15.65 12.37 14.63
CAP 0.0961 0.1315** 0.2023*** 0.1945***
1.59 2.37 3.64 3.59
CAP2 -0.2566 -0.41* -0.6479*** -0.6404***
-1.13 -1.94 -2.80 -3.01
DIV1 0.0114** 0.0080
2.24 1.07
DIV2 -0.0082*** -0.0046
-2.74 -1.28
SIZE 0.0001 -0.0004*** 0.0004 -0.0003***
0.07 -3.16 0.75 -3.01
CRISK -0.0448*** -0.0424*** -0.067*** -0.053***
-2.84 -2.73 -4.08 -3.41
CONC -0.0002*** -0.0002*** -0.0002*** -0.0002***
-3.68 -3.61 -3.40 -3.47
LOAN 0.026*** 0.0221*** 0.0174*** 0.0159***
6.83 4.81 4.67 4.66
DEPTA 0.0029 0.0003 0.0074** 0.0028
0.83 0.06 1.98 0.79
INFL 0.0008*** 0.0006*** 0.0008*** 0.0005**
3.85 2.74 3.67 2.40
GDPGR -0.0002 0.0001 -0.0002 0.0001
-0.89 0.26 -1.13 0.42
FINDEV1 0.0001 0.0001 0.0001* 0.0001
1.64 1.01 1.86 1.25
FINDEV2 -0.0001 -0.0002
-1.07 -1.41
RESERVE 0.0196*** 0.0253*** 0.0185** 0.026***
3.52 6.00 2.53 6.15
LAW -0.012*** -0.0152*** -0.0097** -0.0143***
-2.59 -6.33 -2.01 -5.90
CRISIS 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001*
44
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z
0.58 1.36 0.72 1.67
Hệ số chặn -0.013 -0.0039 -0.0117 -0.0009
-1.40 -0.55 -1.30 -0.15
AR(1) 0.001 0.001 0.002 0.001
AR(2) 0.003 0.008 0.001 0.01
Hansen 0.596 0.639 0.477 0.63
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 6
Kết quả ước lượng GMM có đáng tin cậy để phân tích hay không thì phụ thuộc vào kiểm định Arellano – Bond (AR(2)) và kiểm định Hansen. Dựa vào kết quả bảng trên, luận văn nhận thấy rằng còn p-value của AR(2) nhỏ hơn 10% nghĩa là có hiện tượng tự tương quan bậc 2 (bác bỏ giả thuyết H0), trong khi đó p-value của Hansen lớn hơn mức 10% nghĩa là biến công cụ là ngoại sinh (không thể bác bỏ giả thuyết H0). Do đó kết quả ưóc lượng mô hình nghiên cứu từ phương pháp hồi quy GMM là chỉ có thể tham khảo nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Do Việt Nam có nền kinh tế đặc thù so với các 5 nước còn lại thuộc khu vực Đông Nam Á nên tác giả tiến hành tách dữ liệu nghiên cứu và thực hiện hồi quy mô hình GMM với mẫu quan sát như sau:
Ngân hàng thương mại tại 5 nước thuộc khu vực Đông Nam Á không bao gồm Việt Nam (Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore);
Ngân hàng thương mại tại Việt Nam.
45
Bảng 4.7. Ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân tại 5 nước
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z NIM1(-1) 0.6196*** 0.6369*** 0.648*** 0.6457***
12.82 12.90 11.93 13.13
CAP -0.0194 -0.0555 0.001 -0.0268
-0.40 -1.08 0.01 -0.41
CAP2 0.3015* 0.3752* 0.1766 0.2121
1.65 1.87 0.77 0.94
DIV1 0.0199*** 0.0127***
6.77 3.87
DIV2 -0.014*** -0.0096*
-3.03 -1.94
SIZE 0.0017*** 0.0006 0.0023*** 0.0011**
3.66 1.46 3.01 2.27
CRISK -0.0206 -0.0241 -0.0282 -0.0275
-1.64 -1.64 -1.64 -1.54
CONC 0.0001 0.0001 0.0001* 0.0001*
1.41 0.77 1.78 1.80
LOAN 0.0389*** 0.0292*** 0.0108*** 0.0118***
10.54 10.64 2.85 3.17
DEPTA 0.0031 -0.0008 0.0054 0.0005
0.96 -0.32 1.20 0.21
INFL -0.0003 -0.0003 -0.0004 -0.0005
-0.75 -0.77 -0.70 -1.06
GDPGR -0.0001 0.0003** 0.0002 0.0004**
-0.02 2.24 0.69 2.57
FINDEV1 -0.0001 -0.0001* -0.0001 -0.0001
-0.38 -1.69 -0.22 -1.38
FINDEV2 -0.0002*** -0.0002
-2.85 -1.42
RESERVE 0.027*** 0.033*** 0.024*** 0.0321***
5.90 7.97 4.18 8.46
LAW -0.0136*** -0.0193*** -0.016*** -0.0198***
-3.20 -6.32 -3.73 -6.28
CRISIS -0.0001 0.0001 0.0001 0.0001*
46
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z
-0.50 1.34 0.02 1.65
Hệ số chặn -0.0486*** -0.017* -0.0271 -0.0045
-4.74 -1.86 -1.48 -0.38
AR(1) 0.001 0.002 0.001 0.001
AR(2) 0.01 0.018 0.014 0.022
Hansen 0.932 0.799 0.706 0.566
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 7
Bảng 4.8. Kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân tại Việt Nam
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z NIM1(-1) 0.4071*** 0.4259*** 0.2422*** 0.3636***
3.84 3.76 2.84 3.66
CAP 0.2412* 0.4259 0.2465** 0.3636*
1.75 1.33 2.05 1.83
CAP2 -0.502 -0.2159 -0.4493 -0.3403
-1.16 -0.56 -1.08 -0.87
DIV1 -0.0022 -0.0034
-0.35 -0.36
DIV2 -0.0084*** -0.0039
-3.38 -0.85
SIZE 0.0012 0.0013 0.0014* 0.0018**
0.83 1.33 1.89 2.18
CRISK 0.4032*** 0.419*** 0.472*** 0.4318***
5.39 5.19 5.72 4.87
CONC -0.0002*** -0.0004*** -0.0003*** -0.0004***
-2.71 -6.86 -3.72 -5.85
LOAN 0.0096 0.0079 0.0109 0.0102
1.29 1.17 1.27 1.40
DEPTA 0.014** 0.0156*** 0.0139* 0.0131**
2.22 2.68 1.91 2.08
INFL 0.0012*** 0.0015*** 0.0015*** 0.0014***
4.21 5.13 5.23 4.90
47
NIM1 Hệ số
z
Hệ số z
Hệ số z
Hệ số z GDPGR -0.0047*** -0.0072*** -0.007*** -0.0068***
-2.83 -4.72 -3.76 -3.60
FINDEV1 0.001* 0.0024*** 0.0018*** 0.0023***
1.69 5.75 2.95 4.63
FINDEV2 0.0004** 0.0004**
2.44 2.51
RESERVE -0.0421*** -0.0472*** -0.0449*** -0.0485***
-3.34 -3.89 -3.82 -4.15
LAW -0.1034** -0.199*** -0.1625*** -0.1921***
-2.38 -5.80 -3.64 -4.79
CRISIS -0.0001 -0.0001 -0.0001 -0.0001***
-0.47 -0.92 -0.76 -4.79
Hệ số chặn -0.0662 -0.0254 -0.058** -0.0455
-0.47 -0.81 -2.00 -1.57
AR(1) 0.002 0.001 0.002 0.001
AR(2) 0.465 0.28 0.272 0.209
Hansen 0.898 0.869 0.739 0.825
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 8
Theo kết quả hồi quy được trình bày trong hai bảng trên cho thấy chỉ có kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân của các ngân hàng thương mại có ý nghĩa tại Việt Nam (p-value của AR(2) và Hansen đều lớn hơn mức 10%). Trong khi đó, kết quả hồi quy với mẫu là 5 nước:
Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines và Singapore thì có kết quả tương tự với mẫu 6 nước là không có ý nghĩa thống kê. Do đó, tác giả sẽ thực hiện thảo luận với kết quả thu được trên mẫu tại Việt Nam.
Đầu tiên, giá trị hệ số hồi quy của biến trễ của biến phụ thuộc NIM(-1) là dương và có ý nghĩa thống kê trong cả 04 phương trình hồi quy ở mức ý nghĩa 1%.
Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại có thu nhập lãi thuần càng cao ở năm trước thì trong hiện tại thu nhập lãi thuần sẽ được gia tăng. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với nghiên cứu của Saona (2016).
48
Tiếp theo, với hệ số hồi quy dương của biến CAP và hệ số hồi quy âm của biến CAP2 thì có thể thấy rằng mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu và khả năng sinh lợi của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu là mối quan hệ chữ U ngược. Điều này cho thấy rằng vốn chủ sở hữu gia tăng sẽ làm cho các ngân hàng thương mại cải thiện khả năng sinh lợi, tuy nhiên khi tăng qua một mức độ vốn chủ sở hữu nhất định, sự gia tăng trong vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Theo kết quả nghiên cứu phân tích được, để khả năng sinh lợi của Ngân hang thương mại đạt cao nhất với các yếu tố khác không đổi thì tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản ở mức khoảng 22%. Kết quả về mối quan hệ chữ U ngược này phù hợp với lý thuyết đánh đổi tương tự với kỳ vọng ban đầu của luận văn cũng như kết quả nghiên cứu của Sauders và Schumacher (2000), Saona (2016) đã tìm thấy trong nghiên cứu của tác giả. Có thể giải thích kết quả này như là, theo giả thuyết tín hiệu cho rằng các nhà quản lý ngân hàng sẽ sẵn lòng truyền tải thông tin của ngân hàng về triển vọng tăng trưởng trong tương lai và khả năng sinh lợi cho các đối tượng bên ngoài cũng như thị trường. Kết quả là các ngân hàng thương mại có sự cải thiện hiệu quả hoạt động trong tương lai thì thường sẽ có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao. Tuy nhiên, việc tiếp tục gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu cho thấy ngân hàng đang hoạt động rất thận trọng và bỏ qua các cơ hội tăng trưởng trong tương lai (Berger, 1995; Saona, 2011), và càng cho thấy rằng chi phí sử dụng vốn của ngân hàng đang càng cao. Cùng quan điểm này, theo giả thuyết chi phí đại diện (Jensen, 1986; Jensen và Meckling, 1976), một tỷ lệ đòn bẩy cao (hay nói cách khác tỷ lệ vốn chủ sở hữu thấp) sẽ có thể làm giảm chi phí đại diện của các cổ đông và các nhà quản trị của ngân hàng thương mại và gia tăng giá trị doanh nghiệp bởi tỷ lệ đòn bẩy cao sẽ khuyến khích các nhà quản trị hành động theo lợi ích của các cổ đông và từ đó sẽ cỉa thiện được hiệu quả hoạt đọng hơn. Tuy nhiên, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu gia tăng, các ngân hàng sẽ không thể tận dụng được ưu điểm của nợ để trài trợ cho các dự án đầu tư trong tương lai và do đó giá trị công ty sẽ giảm.
Mức độ đa dạng hóa của ngân hàng thương mại được đại diện bởi DIV1 và DIV2 cho thấy rằng chiến lược đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng thể hiện tác động
49
ngược chiều đến thu nhập lãi thuần. Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại càng đẩy mạnh chiến lược đa dạng hóa thu nhập ngoài lãi bằng cách đẩy mạnh các hoạt động kinh doanh phi truyền thống, thì sẽ càng làm giảm thu nhập lãi thuần của ngân hàng. Kết quả này tương tự với bằng chứng nghiên cứu được phát hiện bởi Saona (2016) và có thể được giải thích kết quà này bởi thu nhập ngoài lãi của ngân hàng thương mại chiếm tỷ trọng cao trong tổng thu nhập hoạt động của ngân hàng ngụ ý rằng ngân hàng đang tập trung đẩy mạnh các hoạt động này, cho nên sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần (do không được ngân hàng đẩy mạnh). Nói cách khác, thu nhập lãi thuần sẽ giảm tương đối hơn so với thu nhập ngoài lãi trong tổng thu nhập hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần trong mẫu nghiên cứu.
Quy mô ngân hàng thương mại (SIZE) cho thấy ảnh hưởng cùng chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại. Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại càng có quy mô càng lớn sẽ có thể có phạm vi hoạt động lớn và do đó sẽ có thể có rủi ro hoạt động cao hơn cho nên đề bù đắp rủi ro này các ngân hàng sẽ có thể gia tăng lãi suất cho vay và kết quả là sẽ có thể có được thu nhập lãi thuần cao hơn với các ngân hàng có quy mô nhỏ. Phát hiện này tương tự với bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Demirguc – Kunt và các cộng sự (2004), Maudos và Solis (2009), Saona (2016).
Rủi ro tín dụng (CRISK) cũng có tác động tương tự như tác động của quy mô ngân hàng thương mại đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%.
Điều này cho thấy rằng các ngân hàng có rủi ro tín dụng càng cao thì sẽ càng có thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi càng cao. Kết quả này tương tự với các phát hiện trước đây như của Almeida và Divino (2015), Saona (2016) và có thể được giải thích như là các nhà quản trị của ngân hàng sẽ yêu cầu gia tăng lãi suất cho vay đối với các khoản vay có rủi ro cao cũng như là một phần bù đắp cho rủi ro tín dụng mà ngân hàng đang gánh chịu, kết quả là thu nhập lãi thuần của các ngân hàng này sẽ cao hơn (Figlewski và các cộng sự, 2012; Lin và các cộng sự, 2012).
Mức độ tập trung ngành ngân hàng thương mại (CONC) lại cho thấy mối
50
tương quan ngược chiều với thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%.
Điều này cho thấy rằng ngành ngân hàng Việt Nam càng tập trung (càng có sự độc quyền lớn) sẽ làm giảm khả năng sinh lợi của hầu hết các ngân hàng thương mại không có khả năng độc quyền. Vì vậy, đây là yếu tố tiêu cực tác động đến khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Kết quả trên được tìm thấy trong nghiên cứu thực nghiệm của Naceur (2003) tại các ngân hàng thương mại Tusinia.
Đồng thời, hoạt động cho vay (LOAN) và hoạt động huy động tiền gửi (DEPTA) đều thể hiện mối quan hệ cùng chiều với khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng các ngân hàng càng có dư nợ cho vay càng cao và huy động càng nhiều khoản tiền gửi thì sẽ gia tăng thu nhập lãi thuần của các ngân hàng. Kết quả này tương tự với bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy trong nghiên cứu của Saona (2016). Điều này có thể được giải thích như là cho vay là hoạt động sinh lời nhất của ngân hàng nên khi cho vay càng tăng sẽ làm gia tăng thu nhập từ lãi cũng như thu nhập lãi thuần và khả năng sinh lợi của ngân hàng, ngoài ra tiền gửi được cho rằng có chi phí huy động thấp nhất trong các khoản huy động của ngân hàng (Trujillo – Ponce, 2013), cho nên kết quả là thu nhập lãi thuần và khả năng sinh lợi của ngân hàng sẽ gia tăng.
Tương tự như hoạt động cho vay và huy động tiền gửi, tỷ lệ lạm phát (INFL) của trong giai đoạn nghiên cứu có mối tương quan dương với ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, tỷ lệ lạm phát tác động đến cả chi phí và doanh thu của ngân hàng, tuy nhiên do các ngân hàng thương mại trong giai đoạn nghiên cứu doanh thu lớn hơn lợi nhuận nên khi có tỷ lệ lạm phát càng lớn sẽ kéo theo khoảng chênh lệch giữa doanh thu và lợi nhuận càng lớn; do đó thu nhập lãi thuần càng được gia tăng. Kết quả này là tương tự với bằng chứng thực nghiệm trong bài nghiên cứu của Saona (2016) và Lê Tấn Phước (2016).
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDPGR) cho thấy mối tương quan ngược chiều với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này là tương tự như nghiên cứu của Saona (2016) cũng như ở nghiên cứu Nguyễn Minh
51
Sáng và cộng sự (2014). Điều này có thể giải thích bởi trong giai đoạn nghiên cứu 2005 – 2017, Việt Nam trải qua hai cuộc suy thoái kinh tế vào năm 2007 – 2009 và 2011 – 2013 làm cho hoạt động của các doanh nghiệp bị giảm sút, ảnh hưởng đến mức độ tín nhiệm của các doanh nghiệp và do đó ngân hàng thương mại tăng lãi suất cho vay nhằm bù đắp rủi ro của khoản tín dụng.
Sự phát triển hệ thống tài chính (FINDEV1 và FINDEV2) cho thấy mối tương quan cùng chiều với thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng Việt Nam càng phát triển hệ thống tài chính thông qua thị trường ngân hàng và thị trường chứng khoán thì sẽ làm gia tăng thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại.
Tỷ lệ dự trữ của ngân hàng thương mại (RESERVE) có tác động ngược chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này là tương tự như nghiên cứu của Demiguc-Kunt và Huizinga (1999), điềucho thấy rằng các ngân hàng thương mại khi có tỷ lệ dự trữ cao sẽ làm gia tăng chi phí cơ hội nhưng lại không tạo được lợi nhuận và kết quả là làm giảm khả năng sinh lợi của ngân hàng.
Tiếp theo, hệ thống luật lệ bảo vệ nhà đầu tư (LAW) có tác động ngược chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng hệ thống luật lệ càng tốt thì sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần của các ngân hàng. Điều này tương tự với phát hiện của Saona (2016) và có thể thấy rằng luật lệ tốt thì cho thấy quốc gia đó có mức độ tham nhũng và các va chạm tài chính thấp, do đó khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại sẽ suy giảm.
Cuối cùng, đối với rủi ro mất khả năng thanh toán (CRISIS) có tác động ngược chiều với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại, kết quả này là tương tự với nghiên cứu của Sufian (2011). Với tác động ngược chiều này có thể cho thấy rằng khi rủi ro mất khả năng thanh toán cao sẽ làm cho ngân hàng đối mặt với nhiều vấn về quản trị, khó khăn trong việc huy động vốn (chi phí huy động vốn gia tăng) cũng như trong việc thu hồi tiền cho vay khách hàng, … dẫn đến việc gia tăng chi phí và
52
làm giảm thu nhập lãi thuần.
Qua kết luận từ các kiểm định được trình bày tại Mục 4.4.1, tác giả thực hiện đề tài nhận thấy mô hình hồi quy GMM được tham khảo từ nghiên cứu của Saona (2016) là phù hợp để phân tích và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á giai đoạn 2005 – 2017.
Qua nghiên cứu trên, các kết luận được rút ra như sau:
Kết quả nghiên cứu bài luận văn không có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát là tất cả ngân hàng thương mại thuộc 6 nước tại Đông Nam Á (Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore) hay 5 nước thuộc Đông Nam Á không bao gồm Việt Nam (Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore). Kết quả bài nghiên cứu chỉ có ý nghĩa thống kê với quan sát là các ngân hàng thương mại tại Việt Nam.
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam bao gồm: quy mô vốn chủ sở hữu, mức độ đa dạng hóa, quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, mức độ tập trung ngành, hoạt động huy động tiền gửi và cho vay, tỷ lệ lạm phát, tốc độ tăng trưởng kinh tế, sự phát triển hệ thống tài chính, tỷ lệ dự trữ, luật lệ bảo vệ nhà đầu tư và rủi ro mất khả năng thanh toán của ngân hàng.
Bài nghiên cứu tìm thấy các yếu tố nêu trên có ảnh hưởng đáng kể với tác động khác nhau đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam, cụ thể:
+ Vốn chủ sở hữu thể hiện mối quan hệ phi tuyến hình chữ U ngược với khả năng sinh lợi của các ngân hàng. Điều này hàm ý rằng vốn chủ sở hữu gia tăng sẽ làm cho các ngân hàng cải thiện thu nhập lãi thần của các ngân hàng thương mại, tuy nhiên khi tăng qua một mức độ vốn chủ sở hữu nhất định, sự gia tăng trong vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi của các ngân hàng;
53
+ Quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, hoạt động cho vay và hoạt động tiền gửi, lạm phát, sự phát triển tài chính đều thể hiện tương quan dương với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại thông qua biến thu nhập lãi thuần. Điều này có nghĩa là khi quy mô ngân hàng gia tăng, rủi ro tín dụng càng cao, hoạt động cho vay và hoạt động tiền gửi càng được đẩy mạnh, lạm phát của Việt Nam gia tăng, ngành tài chính của Việt Nam càng phát triển thì sẽ cải thiện khả năng sinh lợi của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu;
+ Các yếu tố khác như mức độ đa dạng hóa thu nhập, mức độ tập trung ngành ngân hàng, tốc độ tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ dự trữ bắt buộc, luật lệ bảo vệ nhà đầu tư của Việt Nam và rủi ro mất khả năng thanh toán cho thấy mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Điều này ngụ ý rằng khi ngân hàng càng đẩy mạnh chiến lược đa dạng hóa thu nhập, càng có tỷ lệ dự trữ bắt buộc càng cao và ngành ngân hàng Việt Nam càng tập trung cũng như nền kinh tế Việt Nam càng tăng trưởng cũng như luật lệ Việt Nam càng bảo vệ các nhà đầu tư thì khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại trong mẫu nghiên cứu sẽ có xu hướng giảm.