Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng hay nhất năm 2026 cho các bạn học viên ngành đang làm luận văn thạc sĩ tham khảo nhé. Với những bạn chuẩn bị làm bài luận văn tốt nghiệp thì rất khó để có thể tìm hiểu được một đề tài hay, đặc biệt là các bạn học viên đang chuẩn bị bước vào thời gian lựa chọn đề tài làm luận văn thì với đề tài Luận Văn: Tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam dưới đây chắc chắn sẽ giúp cho các bạn học viên có cái nhìn tổng quan hơn về đề tài sắp đến.

4.1 Thống kê mô tả mẫu

Phần này trình bày kết quả thống kê mô tả các biến số được sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Dữ liệu được thu thập từ 30 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2023, tạo thành mẫu dữ liệu bảng không cân bằng với tổng cộng 522 quan sát. Bảng 4.1 trình bày các chỉ số thống kê cơ bản bao gồm số quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của từng biến.

Bảng 4.1. Thống kê mô tả mẫu

Biến sự ổn định ngân hàng (STAB) được đo lường bằng logarit tự nhiên của chỉ số Z-score, có giá trị trung bình là 3,8991 với độ lệch chuẩn là 1,0017. Giá trị này cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam nhìn chung có mức độ ổn định tương đối tốt trong giai đoạn nghiên cứu. Tuy nhiên, biên độ dao động khá lớn từ -1,7853 đến 9,4898 phản ánh sự phân hóa đáng kể về mức độ ổn định giữa các ngân hàng. Giá trị âm của STAB cho thấy có những giai đoạn một số ngân hàng rơi vào tình trạng bất ổn nghiêm trọng với rủi ro phá sản cao.

Biến cạnh tranh ngân hàng (COMP) được đo lường bằng chỉ số Lerner, có giá trị trung bình là 0,1419 với độ lệch chuẩn là 0,1023. Chỉ số Lerner trung bình ở mức 0,1419 cho thấy sức mạnh thị trường của các ngân hàng thương mại Việt Nam ở mức tương đối thấp, phản ánh môi trường cạnh tranh khá cao trong ngành ngân hàng. Giá trị này thấp hơn so với một số nghiên cứu tại các thị trường phát triển, cho thấy mức độ cạnh tranh trong ngành ngân hàng Việt Nam đang ở mức cao. Độ lệch chuẩn 0,1023 và biên độ dao động từ 0,0000 đến 0,5608 phản ánh sự khác biệt đáng kể về sức mạnh thị trường giữa các ngân hàng, trong đó một số ngân hàng có vị thế cạnh tranh mạnh hơn đáng kể so với các ngân hàng khác.

Biến chuyển đổi số (ICT) được đo lường bằng Chỉ số chấp nhận công nghệ, có giá trị trung bình là 0,5236 với độ lệch chuẩn là 0,1019, dao động từ 0,1581 đến 0,8400. Giá trị trung bình trên mức 0,5 cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam đã có mức độ ứng dụng công nghệ thông tin tương đối tích cực trong giai đoạn nghiên cứu. Tuy nhiên, khoảng cách đáng kể giữa giá trị nhỏ nhất và lớn nhất phản ánh sự không đồng đều trong quá trình chuyển đổi số giữa các ngân hàng, với một số ngân hàng tiên phong trong việc áp dụng công nghệ số trong khi một số khác còn chậm chuyển đổi. Độ lệch chuẩn tương đối thấp (0,1019) cho thấy mức độ phân tán không quá lớn, hàm ý rằng các ngân hàng trong mẫu có xu hướng tiến gần đến mức độ chuyển đổi số tương đương nhau, đặc biệt trong những năm gần đây khi chuyển đổi số trở thành xu hướng tất yếu. Sự gia tăng của chỉ số ICT theo thời gian phản ánh nỗ lực đầu tư mạnh mẽ vào công nghệ của các ngân hàng, đặc biệt từ năm 2015 trở đi khi Chính phủ đẩy mạnh chiến lược chuyển đổi số quốc gia. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Quy mô ngân hàng (SIZE) được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, có giá trị trung bình là 18,1291 với độ lệch chuẩn là 1,6488. Điều này cho thấy có sự phân hóa lớn về quy mô giữa các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu. Giá trị nhỏ nhất 11,8835 và lớn nhất 21,4750 tương ứng với các ngân hàng có quy mô tài sản chênh lệch rất lớn, phản ánh cấu trúc thị trường ngân hàng Việt Nam với sự tồn tại song song của cả ngân hàng lớn (các ngân hàng thương mại nhà nước và ngân hàng cổ phần lớn) và các ngân hàng có quy mô nhỏ hơn.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (ETA) có giá trị trung bình là 10,50% với độ lệch chuẩn là 7,10%. Mức trung bình này cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam nhìn chung duy trì tỷ lệ vốn hóa ở mức an toàn, cao hơn mức tối thiểu theo quy định của Ngân hàng Nhà nước. Tuy nhiên, biên độ dao động từ 0,41% đến 71,21% cho thấy sự khác biệt rất lớn về mức độ an toàn vốn giữa các ngân hàng. Giá trị tối đa 71,21% có thể xuất hiện ở các ngân hàng mới thành lập hoặc các ngân hàng có chiến lược duy trì tỷ lệ vốn cao.

Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có giá trị trung bình là 2,12% với độ lệch chuẩn là 1,90%. Mức trung bình này nằm trong ngưỡng kiểm soát theo quy định của Ngân hàng Nhà nước (dưới 3%). Tuy nhiên, giá trị lớn nhất lên đến 27,91% cho thấy một số ngân hàng đã từng đối mặt với tình trạng nợ xấu nghiêm trọng trong giai đoạn nghiên cứu, đặc biệt là trong giai đoạn tái cơ cấu hệ thống ngân hàng 2011-2015. Điều này phản ánh những khó khăn mà một số ngân hàng phải đối mặt trong việc kiểm soát chất lượng tín dụng.

Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản (LTA) có giá trị trung bình là 56,63% với độ lệch chuẩn là 13,63%. Mức này cho thấy hoạt động cho vay chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu tài sản của các ngân hàng thương mại Việt Nam, phù hợp với đặc điểm của mô hình ngân hàng truyền thống. Biên độ dao động từ 11,39% đến 87,97% phản ánh sự đa dạng về chiến lược kinh doanh giữa các ngân hàng, trong đó một số ngân hàng tập trung mạnh vào hoạt động tín dụng trong khi một số khác đa dạng hóa sang các hoạt động phi tín dụng.

Tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) có giá trị trung bình là 68,89% với độ lệch chuẩn rất cao là 378,20%. Độ lệch chuẩn lớn này cho thấy có sự biến động mạnh trong hiệu quả hoạt động giữa các ngân hàng và qua các thời kỳ. Giá trị lớn nhất 86,30 (tương đương 8.630%) xuất hiện ở một số ngân hàng trong giai đoạn khó khăn khi chi phí vượt xa thu nhập, phản ánh tình trạng kém hiệu quả nghiêm trọng. Nhìn chung, tỷ lệ CIR trung bình cho thấy các ngân hàng Việt Nam vẫn còn dư địa để cải thiện hiệu quả hoạt động.

Thu nhập lãi thuần (NII) có giá trị trung bình là 11,53% với độ lệch chuẩn là 7,72%. Biên lãi thuần trung bình ở mức này cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam duy trì được chênh lệch lãi suất tương đối cao so với các thị trường phát triển, phản ánh mức độ cạnh tranh chưa hoàn hảo và đặc thù của thị trường tài chính Việt Nam. Giá trị âm tối thiểu -19,47% cho thấy có những giai đoạn một số ngân hàng phải chịu thua lỗ từ hoạt động kinh doanh lãi.

Về các biến kinh tế vĩ mô, tốc độ tăng trưởng GDP thực tế (GDP) có giá trị trung bình là 6,22% với độ lệch chuẩn là 1,44%, dao động từ 2,56% đến 8,02%. Mức tăng trưởng trung bình này phản ánh giai đoạn tăng trưởng tương đối ổn định của nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 2006-2023, mặc dù có sự suy giảm đáng kể vào năm 2020- 2021 do tác động của đại dịch COVID-19. Tỷ lệ lạm phát (INF) có giá trị trung bình là 6,83% với độ lệch chuẩn là 5,65%, dao động từ 0,63% đến 23,12%. Giá trị lớn nhất 23,12% xuất hiện trong giai đoạn lạm phát cao năm 2008 và 2011, cho thấy tác động của các yếu tố bất ổn kinh tế vĩ mô đến hoạt động ngân hàng.

4.2 Ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, tác giả thực hiện phân tích ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình nhằm đánh giá sơ bộ mối quan hệ giữa các biến và kiểm tra khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả ma trận tương quan Pearson cho thấy biến cạnh tranh (COMP) có tương quan âm với sự ổn định ngân hàng (STAB) với hệ số tương quan r = -0,2196, phù hợp với giả thuyết H1a về tác động tiêu cực của cạnh tranh. Biến chuyển đổi số (ICT) có tương quan dương với cạnh tranh (r = 0,3192), cho thấy các ngân hàng có mức độ chuyển đổi số cao cũng có xu hướng có sức mạnh thị trường cao hơn.

Bảng 4.2. Ma trận tương quan

Kết quả kiểm định đa cộng tuyến thông qua hệ số VIF cho thấy tất cả các biến đều có VIF < 3, với VIF bình quân là 1,47. Cụ thể, biến SIZE có VIF cao nhất là 2,41, tiếp theo là ETA với VIF = 2,19, COMP với VIF = 1,66. Tất cả các giá trị VIF đều thấp hơn nhiều so với ngưỡng 10, cho thấy không có vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình, đảm bảo tính tin cậy của các ước lượng hồi quy.

Bảng 4.3. Kiểm định đa cộng tuyến

4.3 Kết quả đánh giá tác động của cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Phần này trình bày kết quả ước lượng mô hình đánh giá tác động của cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tác giả thực hiện ước lượng theo nhiều phương pháp khác nhau bao gồm mô hình tác động cố định (FEM), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) và phương pháp GMM hệ thống (SGMM) để đảm bảo tính vững của kết quả.

4.3.1 Kết quả ước lượng với FEM và REM Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Bảng 4.4 trình bày kết quả ước lượng mô hình theo phương pháp FEM và REM. Kiểm định Hausman được thực hiện để lựa chọn mô hình phù hợp giữa FEM và REM.

Bảng 4.4. Kết quả ước lượng mô hình với FEM, REM

Kết quả kiểm định Hausman cho giá trị p-value = 0,0111 < 0,05, cho phép bác bỏ giả thuyết H0 rằng mô hình REM phù hợp hơn. Do đó, mô hình FEM được lựa chọn để phân tích. Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định Modified Wald về phương sai thay đổi và kiểm định Wooldridge về tự tương quan. Kết quả cho thấy cả hai kiểm định đều có p-value = 0,0000 < 0,05, chứng tỏ mô hình tồn tại cả hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Do đó, cần sử dụng các phương pháp ước lượng khắc phục những vấn đề này để đảm bảo tính vững và hiệu quả của kết quả.

4.3.2 Kết quả ước lượng với FGLS và GMM hệ thống

Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp FGLS. Ngoài ra, để xử lý vấn đề nội sinh tiềm ẩn trong mối quan hệ giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, phương pháp GMM hệ thống (SGMM) được áp dụng. Kết quả được trình bày trong Bảng 4.5.

Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mô hình với FGLS, GMM

Kết quả ước lượng SGMM cho thấy các kiểm định chẩn đoán đều đạt yêu cầu. Kiểm định Arellano-Bond cho tự tương quan bậc 1 (AR1) có p-value = 0,000 < 0,05, bác bỏ giả thuyết không có tự tương quan bậc 1, điều này là kỳ vọng trong mô hình GMM. Quan trọng hơn, kiểm định AR(2) có p-value = 0,143 > 0,05, không bác bỏ giả thuyết không có tự tương quan bậc 2, đảm bảo tính hợp lệ của các biến công cụ. Kiểm định Hansen về tính hợp lệ của các biến công cụ có p-value = 0,186 > 0,05, xác nhận rằng các biến công cụ được sử dụng trong mô hình là hợp lệ và không có hiện tượng quá nhiều công cụ (over-identification).

Hệ số của biến trễ sự ổn định (L.STAB) là 0,5528 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy sự ổn định ngân hàng có tính bền vững theo thời gian. Điều này có nghĩa là một ngân hàng ổn định trong năm trước có xu hướng duy trì sự ổn định trong năm tiếp theo, phản ánh đặc tính động của sự ổn định ngân hàng và xác nhận tính phù hợp của việc sử dụng mô hình động trong nghiên cứu này.

Biến cạnh tranh (COMP) có hệ số hồi quy là -1,5902 với mức ý nghĩa 1% trong mô hình SGMM. Kết quả này cho thấy cạnh tranh có tác động tiêu cực đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Cụ thể, khi chỉ số Lerner tăng 1 đơn vị (tức là sức mạnh thị trường tăng, cạnh tranh giảm), chỉ số ổn định STAB tăng 1,59 đơn vị, giữ các yếu tố khác không đổi. Nói cách khác, khi cạnh tranh gia tăng (chỉ số Lerner giảm), sự ổn định ngân hàng sẽ suy giảm. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H1a và phù hợp với quan điểm “cạnh tranh – bất ổn” của Keeley (1990) và Marcus (1984). Kết quả này cũng nhất quán với nghiên cứu thực nghiệm trước đây tại Việt Nam của Tô Vĩnh Sơn (2022). Cơ chế tác động có thể được giải thích như sau: Khi cạnh tranh gia tăng, biên lãi ròng của các ngân hàng bị thu hẹp do phải cạnh tranh về lãi suất huy động và cho vay. Để duy trì mức sinh lời kỳ vọng, các ngân hàng có thể phải chấp nhận những khoản cho vay có mức độ rủi ro cao hơn, mở rộng tín dụng cho những đối tượng khách hàng có chất lượng thấp hơn. Điều này làm gia tăng rủi ro tín dụng và đe dọa sự ổn định của ngân hàng.

Biến quy mô ngân hàng (SIZE) có hệ số hồi quy dương là 0,1409 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy các ngân hàng có quy mô lớn hơn có xu hướng ổn định hơn. Kết quả này nhất quán với lý thuyết về lợi thế quy mô và khả năng đa dạng hóa rủi ro của ngân hàng lớn, cho phép chấp nhận giả thuyết H3. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu (ETA) có hệ số hồi quy dương là 3,2651 với mức ý nghĩa 1%, khẳng định vai trò quan trọng của vốn trong việc đảm bảo sự ổn định ngân hàng. Ngân hàng có tỷ lệ vốn cao hơn có khả năng hấp thụ tổn thất tốt hơn và do đó ổn định hơn. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H4.

Biến tỷ lệ nợ xấu (NPL) có hệ số hồi quy âm nhưng không có ý nghĩa thống kê (p-value = 0,943). Mặc dù chiều tác động phù hợp với lý thuyết, việc không có ý nghĩa thống kê có thể do tỷ lệ nợ xấu được báo cáo của các ngân hàng Việt Nam chưa phản ánh đầy đủ chất lượng tài sản thực sự, hoặc do tác động của NPL đã được kiểm soát bởi các biến khác trong mô hình. Do đó, giả thuyết H5 không được chấp nhận trong nghiên cứu này.

Biến tỷ lệ cho vay (LTA) có hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê (p-value = 0,746), cho thấy không có bằng chứng rõ ràng về tác động của tỷ lệ cho vay đến sự ổn định ngân hàng trong mẫu nghiên cứu. Điều này có thể được giải thích bởi tác động hai chiều của hoạt động cho vay: một mặt mang lại thu nhập nhưng mặt khác cũng gia tăng rủi ro. Giả thuyết H6 không được chấp nhận.

Biến tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) có hệ số hồi quy âm là -0,0638 với mức ý nghĩa 1%, xác nhận rằng hiệu quả hoạt động thấp (CIR cao) ảnh hưởng tiêu cực đến sự ổn định ngân hàng. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H7.

Biến thu nhập lãi thuần (NII) có hệ số hồi quy âm nhưng không có ý nghĩa thống kê (p-value = 0,121). Mặc dù chiều tác động phù hợp với lý thuyết chuyển dịch rủi ro của Boyd và De Nicoló (2005), kết quả không đủ mạnh để kết luận. Giả thuyết H8 không được chấp nhận.

Về các biến kinh tế vĩ mô, tăng trưởng GDP có hệ số hồi quy dương là 3,4150 với mức ý nghĩa 5%, cho thấy môi trường kinh tế vĩ mô thuận lợi góp phần cải thiện sự ổn định ngân hàng. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H9. Biến lạm phát (INF) có hệ số hồi quy âm là -2,2197 với mức ý nghĩa 1%, xác nhận tác động tiêu cực của lạm phát đến sự ổn định ngân hàng. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H10.

4.4 Kết quả đánh giá tác động phi tuyến của cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Để kiểm định giả thuyết H1b về mối quan hệ phi tuyến giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, tác giả bổ sung biến bình phương của cạnh tranh (COMP²) vào mô hình. Kết quả ước lượng được trình bày trong Bảng 4.6.

Bảng 4.6. Kết quả ước lượng mô hình phi tuyến

Kết quả mô hình phi tuyến cho thấy các kiểm định chẩn đoán đều đạt yêu cầu với AR(2) p-value = 0,175 > 0,05 và Hansen p-value = 0,175 > 0,05, xác nhận tính hợp lệ của mô hình.

Biến COMP có hệ số hồi quy âm (-7,6893) với mức ý nghĩa 1%, trong khi biến COMP² có hệ số hồi quy dương (18,9458) với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cho thấy mối quan hệ giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng có dạng hình chữ U, không phải hình chữ U ngược như giả thuyết H1b đề xuất.

Cụ thể, mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U ngụ ý rằng: Ở mức độ cạnh tranh thấp (sức mạnh thị trường cao – chỉ số Lerner cao), khi cạnh tranh bắt đầu gia tăng (Lerner giảm), sự ổn định ngân hàng sẽ suy giảm. Tuy nhiên, khi cạnh tranh vượt qua một ngưỡng nhất định và tiếp tục gia tăng, xu hướng này đảo chiều và sự ổn định ngân hàng bắt đầu cải thiện.

Điểm cực tiểu của đường cong có thể được tính theo công thức: COMP* = – β₁ /(2×β₂ ) = 7,6893/(2×18,9458) = 0,203. Điều này có nghĩa là khi chỉ số Lerner ở mức khoảng 0,203 (tương đương mức sức mạnh thị trường trung bình), sự ổn định ngân hàng đạt mức thấp nhất. Khi chỉ số Lerner cao hơn hoặc thấp hơn ngưỡng này, sự ổn định ngân hàng sẽ cao hơn.

Kết quả này không hoàn toàn phù hợp với giả thuyết H1b ban đầu về mối quan hệ dạng chữ U ngược. Tuy nhiên, kết quả vẫn xác nhận sự tồn tại của mối quan hệ phi tuyến giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, phù hợp với quan điểm của Martinez-Miera và Repullo (2010) về sự phức tạp trong mối quan hệ này. Giả thuyết H1b được chấp nhận một phần về sự tồn tại mối quan hệ phi tuyến, nhưng chiều hướng khác với dự đoán ban đầu.

Một điểm đáng chú ý trong mô hình phi tuyến là biến thu nhập lãi thuần (NII) trở nên có ý nghĩa thống kê với hệ số âm (-1,1618, p = 0,024), phù hợp với lý thuyết chuyển dịch rủi ro của Boyd và De Nicoló (2005). Kết quả này gợi ý rằng khi kiểm soát cho mối quan hệ phi tuyến, biên lãi thuần cao (thường đi kèm với lãi suất cho vay cao) có thể làm gia tăng rủi ro đạo đức từ phía người đi vay, từ đó ảnh hưởng tiêu cực đến sự ổn định ngân hàng.

4.5 Kết quả đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của ngân hàng thương mại Việt Nam

4.5.1. Tác động trực tiếp của chuyển đổi số

Phần này trình bày kết quả ước lượng mô hình đánh giá tác động của chuyển đổi số đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Biến ICT được đưa vào mô hình để đánh giá tác động trực tiếp của chuyển đổi số. Kết quả được trình bày trong Bảng 4.7. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Bảng 4.7. Tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của ngân hàng thương mại Việt Nam

Kết quả ước lượng cho thấy biến chuyển đổi số (ICT) có hệ số hồi quy dương là 0,3776 với mức ý nghĩa 10% (p = 0,099). Mặc dù mức ý nghĩa thống kê chưa cao, kết quả này cho thấy có dấu hiệu tích cực của chuyển đổi số đến sự ổn định ngân hàng. Cụ thể, khi chỉ số ICT tăng 1 đơn vị, sự ổn định ngân hàng tăng 0,3776 đơn vị, giữ các yếu tố khác không đổi. Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H2a ở mức ý nghĩa 10%, phù hợp với nghiên cứu của Hoque và cộng sự (2024) về tác động tích cực của chuyển đổi số đến việc giảm rủi ro ngân hàng.

Cơ chế tác động có thể được giải thích như sau: Chuyển đổi số giúp ngân hàng cải thiện khả năng quản trị rủi ro thông qua việc ứng dụng trí tuệ nhân tạo (AI) và dữ liệu lớn (Big Data) để đánh giá rủi ro khách hàng một cách chính xác hơn. Ngoài ra, chuyển đổi số còn giúp ngân hàng tăng cường khả năng giám sát và tuân thủ quy định, đồng thời giảm chi phí vận hành thông qua tự động hóa quy trình, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động và củng cố sự ổn định tài chính.

4.5.2. Vai trò điều tiết của chuyển đổi số

Để kiểm định giả thuyết H2b về vai trò điều tiết của chuyển đổi số trong mối quan hệ giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, tác giả đưa biến tương tác COMP×ICT vào mô hình. Kết quả được trình bày trong Bảng 4.8.

Bảng 4.8. Vai trò điều tiết của chuyển đổi số đến tác động của cạnh tranh đến sự ổn định của ngân hàng thương mại Việt Nam

Kết quả ước lượng cho thấy các kiểm định chẩn đoán đều đạt yêu cầu với AR(2) p-value = 0,521 > 0,05 và Hansen p-value = 0,146 > 0,05, xác nhận tính hợp lệ của mô hình.

Biến tương tác COMP×ICT có hệ số hồi quy dương là 2,4758 với mức ý nghĩa 10% (p = 0,071). Kết quả này cho thấy chuyển đổi số có vai trò điều tiết tích cực, làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng. Cụ thể, khi mức độ chuyển đổi số (ICT) tăng, tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng sẽ được giảm bớt.

Kết quả này cho phép chấp nhận giả thuyết H2b về vai trò điều tiết của chuyển đổi số. Ý nghĩa thực tiễn của phát hiện này là: Trong môi trường cạnh tranh cao, các ngân hàng có mức độ chuyển đổi số cao sẽ có khả năng duy trì sự ổn định tốt hơn so với các ngân hàng có mức độ chuyển đổi số thấp. Chuyển đổi số đóng vai trò như một “tấm đệm” bảo vệ ngân hàng trước áp lực cạnh tranh.

Cơ chế điều tiết này có thể được giải thích theo lý thuyết đổi mới đỗ vỡ (Disruptive Innovation Theory) của Christensen (1997). Trong bối cảnh cạnh tranh gia tăng từ các công ty Fintech và ngân hàng số, các ngân hàng có chiến lược chuyển đổi số mạnh mẽ có thể: (i) Nâng cao hiệu quả hoạt động và giảm chi phí vận hành, từ đó duy trì khả năng sinh lời ngay cả khi biên lãi bị thu hẹp; (ii) Cải thiện năng lực quản trị rủi ro thông qua công nghệ, giảm thiểu rủi ro tín dụng; (iii) Tăng cường khả năng thích ứng và cạnh tranh với các đối thủ mới gia nhập thị trường.

4.6 Thảo luận kết quả nghiên cứu Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

4.6.1. Về tác động của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng

Kết quả nghiên cứu cho thấy cạnh tranh có tác động tiêu cực đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam (β = -1,5902, p < 0,01), phù hợp với quan điểm “cạnh tranh – bất ổn” (competition-fragility) của Keeley (1990) và Marcus (1984). Kết quả này nhất quán với nghiên cứu thực nghiệm của Tô Vĩnh Sơn (2022) tại Việt Nam và Santoso và cộng sự (2020) tại các ngân hàng châu Á – Thái Bình Dương.

Cơ chế tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng có thể được giải thích qua lý thuyết giá trị đặc quyền (franchise value theory). Khi cạnh tranh gia tăng, biên lãi ròng của các ngân hàng bị thu hẹp, làm suy giảm giá trị đặc quyền. Khi giá trị này thấp, các ngân hàng có xu hướng chấp nhận rủi ro cao hơn để duy trì lợi nhuận kỳ vọng, từ đó đe dọa sự ổn định của hệ thống. Trong bối cảnh Việt Nam, năng lực quản trị rủi ro của nhiều ngân hàng còn hạn chế, do đó áp lực cạnh tranh có thể dẫn đến việc nới lỏng tiêu chuẩn tín dụng, làm gia tăng nợ xấu và rủi ro hệ thống.

Nghiên cứu cũng phát hiện mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, với điểm cực tiểu tại mức chỉ số Lerner khoảng 0,203. Kết quả này phù hợp với quan điểm của Martinez-Miera và Repullo (2010) về sự phức tạp trong mối quan hệ giữa cạnh tranh và ổn định. Ở mức độ cạnh tranh trung bình, ngân hàng đối mặt với rủi ro lớn nhất do vừa chịu áp lực cạnh tranh cao nhưng chưa đạt được hiệu quả cạnh tranh tối ưu.

4.6.2. Về tác động của chuyển đổi số Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Kết quả nghiên cứu cho thấy chuyển đổi số có tác động tích cực đến sự ổn định ngân hàng (β = 0,3776, p < 0,10), phù hợp với nghiên cứu của Hoque và cộng sự (2024). Chuyển đổi số giúp ngân hàng cải thiện khả năng quản trị rủi ro thông qua ứng dụng công nghệ AI và Big Data, tăng cường giám sát và tuân thủ quy định, đồng thời giảm chi phí vận hành.

Đặc biệt, nghiên cứu phát hiện vai trò điều tiết tích cực của chuyển đổi số trong mối quan hệ giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng (β(COMP×ICT) = 2,4758, p < 0,10). Điều này cho thấy chuyển đổi số có thể làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng. Kết quả này có ý nghĩa quan trọng trong bối cảnh ngành ngân hàng Việt Nam đang đối mặt với áp lực cạnh tranh ngày càng gia tăng từ các công ty Fintech và ngân hàng số.

Phát hiện này phù hợp với lý thuyết đổi mới đỗ vỡ của Christensen (1997), theo đó các ngân hàng có chiến lược chuyển đổi số mạnh mẽ có thể duy trì lợi thế cạnh tranh và bảo vệ sự ổn định trong môi trường cạnh tranh khốc liệt. Các ngân hàng tiên phong trong chuyển đổi số như Vietcombank, Techcombank, VPBank đã chứng minh khả năng duy trì sự ổn định và tăng trưởng bền vững trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng gay gắt.

4.6.3. Về các yếu tố kiểm soát

Nghiên cứu xác nhận vai trò quan trọng của quy mô ngân hàng (SIZE) đến sự ổn định (β = 0,1409, p < 0,01). Các ngân hàng lớn có khả năng đa dạng hóa rủi ro tốt hơn, hệ thống quản trị hoàn thiện hơn và khả năng tiếp cận nguồn vốn với chi phí thấp hơn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Santoso và cộng sự (2020) về lợi thế quy mô trong ngành ngân hàng.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (ETA) có tác động tích cực mạnh mẽ đến sự ổn định ngân hàng (β = 3,2651, p < 0,01), khẳng định vai trò của vốn như một “tấm đệm” bảo vệ ngân hàng trước các cú sốc tài chính. Kết quả này phù hợp với các quy định về an toàn vốn theo chuẩn mực Basel và nghiên cứu của Diamond và Rajan (2000) về cấu trúc vốn trong ngân hàng.

Hiệu quả hoạt động được đo lường qua tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) có tác động tiêu cực đến sự ổn định (β = -0,0638, p < 0,01). Ngân hàng có hiệu quả hoạt động thấp (CIR cao) có khả năng tích lũy vốn kém hơn và đối mặt với nhiều rủi ro hơn trong dài hạn.

Về các yếu tố kinh tế vĩ mô, tăng trưởng GDP có tác động tích cực (β = 3,4150, p < 0,05) trong khi lạm phát có tác động tiêu cực (β = -2,2197, p < 0,01) đến sự ổn định ngân hàng. Kết quả này phù hợp với lý thuyết về chu kỳ kinh doanh và nghiên cứu của Beck và cộng sự (2013) về ảnh hưởng của môi trường kinh tế vĩ mô đến hoạt động ngân hàng.

Tóm tắt chương 4 Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Chương 4 đã trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm về tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006-2023. Dựa trên dữ liệu của 30 ngân hàng với 522 quan sát, nghiên cứu sử dụng các phương pháp ước lượng FEM, REM, FGLS và đặc biệt là SGMM để khắc phục vấn đề nội sinh và đảm bảo tính vững của kết quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy:

Thứ nhất, cạnh tranh có tác động tiêu cực đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam (β = -1,5902, p < 0,01), phù hợp với quan điểm “cạnh tranh – bất ổn” của Keeley (1990). Nghiên cứu cũng phát hiện mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U giữa cạnh tranh và sự ổn định, với điểm cực tiểu tại mức chỉ số Lerner khoảng 0,203.

Thứ hai, chuyển đổi số có tác động tích cực đến sự ổn định ngân hàng (β = 0,3776, p < 0,10). Đặc biệt, chuyển đổi số có vai trò điều tiết tích cực, làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng (β(COMP×ICT) = 2,4758, p < 0,10).

Thứ ba, nghiên cứu xác nhận vai trò quan trọng của các yếu tố như quy mô ngân hàng (β = 0,1409, p < 0,01), tỷ lệ vốn chủ sở hữu (β = 3,2651, p < 0,01), hiệu quả hoạt động (β(CIR) = -0,0638, p < 0,01), tăng trưởng GDP (β = 3,4150, p < 0,05) và lạm phát (β = -2,2197, p < 0,01) đến sự ổn định ngân hàng.

Những phát hiện này cung cấp cơ sở khoa học quan trọng cho việc đề xuất các hàm ý quản trị trong Chương 5, nhằm nâng cao năng lực cạnh tranh và đảm bảo sự ổn định của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam trong bối cảnh chuyển đổi số.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

5.1 Kết luận

Mục tiêu tổng quát của luận văn là đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất các hàm ý quản trị nhằm đảm bảo sự ổn định tài chính trong hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Để đạt được mục tiêu tổng quát, nghiên cứu có các mục tiêu cụ thể như sau: (i) Thứ nhất, xây dựng mô hình đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam; (ii) Thứ hai, đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam; (iii) Thứ ba, trên cơ sở kết quả nghiên cứu, đề xuất các hàm ý quản trị nhằm đảm bảo sự ổn định tài chính trong hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam.

Với mục tiêu cụ thể thứ nhất, xây dựng mô hình đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Nghiên cứu đã xây dựng khung phân tích lý thuyết và mô hình thực nghiệm phù hợp để đánh giá mối quan hệ giữa chuyển đổi số, cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng. Dựa trên cơ sở lý thuyết về quan điểm “cạnh tranh – bất ổn” của Keeley (1990) và Marcus (1984), quan điểm “cạnh tranh – ổn định” của Boyd và De Nicoló (2005), quan điểm phi tuyến của Martinez-Miera và Repullo (2010), cùng với lý thuyết đổi mới đỗ vỡ của Christensen (1997) về vai trò của chuyển đổi số, nghiên cứu đã phát triển 12 giả thuyết nghiên cứu và xây dựng các mô hình hồi quy dữ liệu bảng phù hợp.

Mô hình sử dụng chỉ số Z-score để đo lường sự ổn định ngân hàng, chỉ số Lerner để đo lường mức độ cạnh tranh, và chỉ số ICT Index để đo lường mức độ chuyển đổi số, cùng với các biến kiểm soát về đặc thù ngân hàng (quy mô, tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ cho vay, hiệu quả hoạt động, thu nhập lãi thuần) và các yếu tố kinh tế vĩ mô (tăng trưởng GDP, lạm phát). Nghiên cứu áp dụng các phương pháp ước lượng đa dạng bao gồm FEM, REM, FGLS và đặc biệt là System GMM để khắc phục vấn đề nội sinh, đảm bảo tính vững và độ tin cậy của kết quả.

Với mục tiêu cụ thể thứ hai, đánh giá tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu từ phương pháp System GMM cho thấy:

Thứ nhất, về tác động của cạnh tranh: Cạnh tranh có tác động tiêu cực, có ý nghĩa thống kê cao đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam với hệ số β = – 1,5902 (p < 0,01). Cụ thể, khi chỉ số Lerner tăng 1 đơn vị (tức là sức mạnh thị trường tăng, cạnh tranh giảm), chỉ số ổn định STAB tăng trung bình 1,5902 đơn vị trong ngắn hạn, giữ các yếu tố khác không đổi. Nói cách khác, khi cạnh tranh gia tăng (chỉ số Lerner giảm), sự ổn định ngân hàng sẽ suy giảm. Tác động này được xác nhận vững chắc qua nhiều phương pháp ước lượng khác nhau (FEM, REM, FGLS, GMM) với các kiểm định chẩn đoán đều cho kết quả phù hợp (AR(2) p-value = 0,143 > 0,05, Hansen test p-value = 0,186 > 0,05). Kết quả này nhất quán với quan điểm “cạnh tranh – bất ổn” của Keeley (1990) và các nghiên cứu trước đây của Beck và cộng sự (2013), Danisman và Demirel (2018), Tô Vĩnh Sơn (2022), cho thấy cạnh tranh gia tăng làm xói mòn giá trị đặc quyền của ngân hàng, thu hẹp biên lợi nhuận và khuyến khích các hành vi chấp nhận rủi ro cao hơn để duy trì mức sinh lời kỳ vọng.

Đồng thời, nghiên cứu phát hiện mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng, với biến COMP có hệ số âm β = -7,6893 (p < 0,01) và biến COMP² có hệ số dương β = 18,9458 (p < 0,05). Điểm cực tiểu của đường cong được xác định tại mức chỉ số Lerner khoảng 0,203. Kết quả này cho thấy tác động của cạnh tranh không đơn giản theo một chiều mà phụ thuộc vào mức độ cạnh tranh hiện tại trên thị trường, phù hợp với quan điểm của Martinez-Miera và Repullo (2010) về sự phức tạp trong mối quan hệ này. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Thứ hai, về tác động của chuyển đổi số: Chuyển đổi số có tác động tích cực đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam với hệ số β = 0,3776 (p < 0,10). Mặc dù mức ý nghĩa thống kê ở 10%, kết quả này vẫn cho thấy dấu hiệu tích cực của chuyển đổi số đến sự ổn định ngân hàng. Cơ chế tác động có thể được giải thích thông qua việc chuyển đổi số giúp ngân hàng: (i) Cải thiện khả năng quản trị rủi ro thông qua ứng dụng trí tuệ nhân tạo (AI) và dữ liệu lớn (Big Data) để đánh giá rủi ro khách hàng chính xác hơn; (ii) Tăng cường khả năng giám sát và tuân thủ quy định nhờ hệ thống quản trị rủi ro tự động; (iii) Giảm chi phí vận hành thông qua tự động hóa quy trình, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động và củng cố sự ổn định tài chính. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hoque và cộng sự (2024) về tác động tích cực của chuyển đổi số đến việc giảm rủi ro tín dụng và rủi ro mất khả năng thanh toán của các ngân hàng thương mại Việt Nam.

Thứ ba, về vai trò điều tiết của chuyển đổi số: Một phát hiện quan trọng của nghiên cứu là chuyển đổi số có vai trò điều tiết tích cực trong mối quan hệ giữa cạnh tranh và sự ổn định ngân hàng. Biến tương tác COMP×ICT có hệ số dương β = 2,4758 (p < 0,10), cho thấy chuyển đổi số có thể làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh đến sự ổn định ngân hàng. Ý nghĩa thực tiễn của phát hiện này là: Trong môi trường cạnh tranh cao, các ngân hàng có mức độ chuyển đổi số cao sẽ có khả năng duy trì sự ổn định tốt hơn so với các ngân hàng có mức độ chuyển đổi số thấp. Chuyển đổi số đóng vai trò như một “tấm đệm” bảo vệ ngân hàng trước áp lực cạnh tranh.

Thứ tư, về các yếu tố kiểm soát: Nghiên cứu cũng xác nhận vai trò quan trọng của các yếu tố kiểm soát đến sự ổn định ngân hàng. Cụ thể, quy mô ngân hàng (SIZE = 0,1409, p < 0,01) và tỷ lệ vốn chủ sở hữu (ETA = 3,2651, p < 0,01) có tác động tích cực đến sự ổn định, trong khi tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR = -0,0638, p < 0,01) có tác động tiêu cực. Về các yếu tố vĩ mô, tăng trưởng GDP (GDP = 3,4150, p < 0,05) có tác động tích cực trong khi lạm phát (INF = -2,2197, p < 0,01) có tác động tiêu cực đến sự ổn định ngân hàng. Những phát hiện này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc duy trì quy mô hợp lý, nâng cao tỷ lệ an toàn vốn, cải thiện hiệu quả hoạt động và đảm bảo môi trường kinh tế vĩ mô ổn định đối với sự lành mạnh của hệ thống ngân hàng.

Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra các hàm ý quản trị nhằm nâng cao năng lực cạnh tranh của các ngân hàng thương mại Việt Nam như sau:

5.2 Hàm ý quản trị Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Trên cơ sở kết quả nghiên cứu về tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam, tác giả đề xuất các hàm ý quản trị cho ba nhóm đối tượng: các ngân hàng thương mại, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và các cơ quan quản lý nhà nước.

5.2.1. Đối với các ngân hàng thương mại Việt Nam

Thứ nhất, đẩy mạnh chuyển đổi số toàn diện để nâng cao sự ổn định và năng lực cạnh tranh. Kết quả nghiên cứu cho thấy chuyển đổi số có tác động tích cực đến sự ổn định ngân hàng (β = 0,3776, p < 0,10) và đặc biệt có vai trò điều tiết làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh (β(COMP×ICT) = 2,4758, p < 0,10). Điều này hàm ý rằng trong môi trường cạnh tranh ngày càng gay gắt, chuyển đổi số không còn là lựa chọn mà là yêu cầu bắt buộc để các ngân hàng duy trì sự ổn định và phát triển bền vững. Trong bối cảnh này, các ngân hàng thương mại cần: (i) Xây dựng chiến lược chuyển đổi số toàn diện với lộ trình rõ ràng, bao gồm số hóa quy trình nghiệp vụ, phát triển các kênh ngân hàng số (mobile banking, internet banking), và ứng dụng các công nghệ tiên tiến như trí tuệ nhân tạo (AI), dữ liệu lớn (Big Data), điện toán đám mây (Cloud Computing) và chuỗi khối (Blockchain); (ii) Đầu tư mạnh mẽ vào hạ tầng công nghệ thông tin, bao gồm nâng cấp hệ thống Core Banking, xây dựng trung tâm dữ liệu hiện đại và đảm bảo an ninh mạng; (iii) Phát triển các sản phẩm, dịch vụ tài chính số đáp ứng nhu cầu ngày càng đa dạng của khách hàng, đặc biệt là thế hệ khách hàng trẻ có xu hướng sử dụng công nghệ cao; (iv) Xây dựng hệ sinh thái số thông qua hợp tác với các công ty Fintech, công ty công nghệ và các đối tác chiến lược khác để mở rộng phạm vi dịch vụ và nâng cao trải nghiệm khách hàng.

Thứ hai, ứng dụng công nghệ số vào quản trị rủi ro để nâng cao chất lượng tín dụng và giảm thiểu nợ xấu. Kết quả nghiên cứu cho thấy trong môi trường cạnh tranh cao, các ngân hàng có xu hướng nới lỏng tiêu chuẩn tín dụng để thu hút khách hàng, dẫn đến gia tăng rủi ro. Việc ứng dụng công nghệ số vào quản trị rủi ro sẽ giúp ngân hàng duy trì chất lượng tín dụng mà không đánh mất lợi thế cạnh tranh. Để làm được việc này, các ngân hàng cần: (i) Xây dựng hệ thống chấm điểm tín dụng (Credit Scoring) dựa trên AI và Machine Learning để đánh giá khả năng trả nợ của khách hàng một cách chính xác và khách quan hơn, giảm thiểu sự phụ thuộc vào đánh giá chủ quan của cán bộ tín dụng; (ii) Ứng dụng Big Data Analytics để phân tích hành vi khách hàng, phát hiện sớm các dấu hiệu rủi ro và có biện pháp can thiệp kịp thời; (iii) Triển khai hệ thống cảnh báo sớm (Early Warning System) sử dụng các mô hình dự báo tiên tiến để nhận diện các khoản vay có nguy cơ chuyển thành nợ xấu; (iv) Số hóa quy trình thẩm định và phê duyệt tín dụng để tăng tốc độ xử lý hồ sơ, giảm chi phí vận hành nhưng vẫn đảm bảo kiểm soát rủi ro chặt chẽ. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Thứ ba, nâng cao tỷ lệ an toàn vốn và năng lực tài chính. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động tích cực mạnh mẽ đến sự ổn định ngân hàng (β = 3,2651, p < 0,01). Đây là hệ số có tác động lớn nhất trong các biến kiểm soát, khẳng định vai trò then chốt của vốn như một “tấm đệm” bảo vệ ngân hàng trước các cú sốc tài chính và áp lực cạnh tranh. Cụ thể, các ngân hàng cần: (i) Duy trì và nâng cao tỷ lệ an toàn vốn (CAR) vượt mức tối thiểu theo quy định của Ngân hàng Nhà nước và hướng tới đáp ứng các chuẩn mực Basel III, tạo bộ đệm vốn đủ lớn để hấp thụ các tổn thất tiềm tàng; (ii) Đa dạng hóa các kênh tăng vốn bao gồm phát hành cổ phiếu, trái phiếu chuyển đổi, thu hút nhà đầu tư chiến lược nước ngoài và giữ lại lợi nhuận; (iii) Tối ưu hóa cấu trúc tài sản có trọng số rủi ro (RWA) thông qua việc điều chỉnh danh mục cho vay và đầu tư theo hướng giảm thiểu rủi ro; (iv) Xây dựng kế hoạch vốn dài hạn gắn với chiến lược kinh doanh, đảm bảo năng lực tài chính đủ mạnh để hỗ trợ tăng trưởng bền vững trong môi trường cạnh tranh.

Thứ tư, cải thiện hiệu quả hoạt động và tối ưu hóa chi phí. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIR) có tác động tiêu cực đến sự ổn định ngân hàng (β = -0,0638, p < 0,01). Trong môi trường cạnh tranh với biên lãi ròng bị thu hẹp, việc cải thiện hiệu quả hoạt động và kiểm soát chi phí trở nên đặc biệt quan trọng để duy trì khả năng sinh lời và sự ổn định. Cụ thể, các ngân hàng cần: (i) Tái cấu trúc mạng lưới chi nhánh theo hướng tinh gọn, chuyển đổi từ mô hình giao dịch truyền thống sang mô hình tư vấn và bán hàng, đồng thời đẩy mạnh các kênh giao dịch số; (ii) Tự động hóa các quy trình nghiệp vụ lặp lại để giảm chi phí nhân sự và tăng năng suất lao động; (iii) Tối ưu hóa cơ cấu nguồn vốn huy động, tăng tỷ trọng tiền gửi không kỳ hạn (CASA) có chi phí thấp thông qua các sản phẩm tài khoản thanh toán hấp dẫn; (iv) Áp dụng mô hình quản lý chi phí theo hoạt động (Activity-Based Costing) để nhận diện và loại bỏ các hoạt động không tạo giá trị gia tăng; (v) Đa dạng hóa nguồn thu nhập, phát triển các dịch vụ phi tín dụng như bancassurance, quản lý tài sản, thanh toán quốc tế để giảm sự phụ thuộc vào thu nhập lãi.

Thứ năm, mở rộng quy mô hợp lý gắn với nâng cao năng lực quản trị. Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô ngân hàng có tác động tích cực đến sự ổn định (β = 0,1409, p < 0,01), phản ánh lợi thế của các ngân hàng lớn trong việc đa dạng hóa rủi ro, tiếp cận nguồn vốn và phát triển công nghệ. Tuy nhiên, việc mở rộng quy mô cần đi đôi với nâng cao năng lực quản trị để tránh các rủi ro liên quan đến tăng trưởng quá nóng. Cụ thể, các ngân hàng cần: (i) Xây dựng chiến lược tăng trưởng bền vững, cân bằng giữa mục tiêu mở rộng quy mô và kiểm soát rủi ro; (ii) Đa dạng hóa danh mục tín dụng theo ngành nghề, khu vực địa lý và đối tượng khách hàng để phân tán rủi ro tập trung; (iii) Tăng cường năng lực quản trị công ty theo các chuẩn mực quốc tế, đảm bảo tính minh bạch và trách nhiệm giải trình; (iv) Đầu tư vào nguồn nhân lực chất lượng cao, đặc biệt là đội ngũ quản lý rủi ro và công nghệ; (v) Xem xét các cơ hội hợp nhất, sáp nhập (M&A) với các ngân hàng yếu kém để tận dụng lợi thế quy mô và nâng cao vị thế cạnh tranh.

5.2.2. Đối với Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Thứ nhất, hoàn thiện khung pháp lý và chính sách hỗ trợ chuyển đổi số trong ngành ngân hàng. Kết quả nghiên cứu cho thấy chuyển đổi số có vai trò quan trọng trong việc nâng cao sự ổn định ngân hàng và làm giảm bớt tác động tiêu cực của cạnh tranh. Do đó, Ngân hàng Nhà nước cần tạo môi trường thuận lợi để thúc đẩy quá trình chuyển đổi số trong toàn hệ thống. Theo đó, Ngân hàng Nhà nước nên: (i) Ban hành và hoàn thiện các quy định về ngân hàng số, thanh toán điện tử, định danh khách hàng điện tử (eKYC), chữ ký số và bảo vệ dữ liệu cá nhân, tạo hành lang pháp lý rõ ràng cho các hoạt động ngân hàng số; (ii) Xây dựng cơ chế Sandbox cho phép thử nghiệm các sản phẩm, dịch vụ tài chính sáng tạo trong phạm vi kiểm soát, khuyến khích đổi mới sáng tạo trong ngành ngân hàng; (iii) Triển khai các chương trình hỗ trợ kỹ thuật và đào tạo về chuyển đổi số cho các ngân hàng, đặc biệt là các ngân hàng quy mô nhỏ; (iv) Thúc đẩy việc xây dựng hạ tầng công nghệ chung như hệ thống thanh toán quốc gia, cơ sở dữ liệu quốc gia về dân cư phục vụ xác thực khách hàng; (v) Ban hành các tiêu chuẩn kỹ thuật về an ninh mạng, bảo mật thông tin trong hoạt động ngân hàng số.

Thứ hai, tăng cường giám sát và điều tiết mức độ cạnh tranh trong ngành ngân hàng. Kết quả nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U với điểm cực tiểu tại Lerner ≈ 0,203 cho thấy cần duy trì mức độ cạnh tranh hợp lý, tránh cả tình trạng cạnh tranh quá mức gây bất ổn và tình trạng độc quyền nhóm làm giảm hiệu quả thị trường. Theo đó, Ngân hàng Nhà nước cần: (i) Xây dựng hệ thống giám sát mức độ cạnh tranh trong ngành ngân hàng, theo dõi các chỉ số như Lerner Index, chỉ số tập trung thị trường (HHI, CR) để đánh giá và điều tiết kịp thời; (ii) Kiểm soát chặt chẽ các hành vi cạnh tranh không lành mạnh như cuộc đua lãi suất, khuyến mại quá mức hoặc nới lỏng tiêu chuẩn tín dụng; (iii) Cân nhắc thận trọng việc cấp phép cho các tổ chức tín dụng mới, đảm bảo sự gia nhập thị trường không gây áp lực cạnh tranh quá mức lên hệ thống hiện tại; (iv) Thúc đẩy quá trình tái cơ cấu, hợp nhất các ngân hàng yếu kém để tăng cường năng lực cạnh tranh và ổn định của hệ thống; (v) Xây dựng cơ chế phối hợp với các cơ quan quản lý cạnh tranh để xử lý các hành vi phản cạnh tranh trong ngành ngân hàng.

Thứ ba, tiếp tục nâng cao yêu cầu về an toàn vốn và quản trị rủi ro theo chuẩn mực quốc tế. Kết quả nghiên cứu khẳng định vai trò then chốt của vốn chủ sở hữu trong việc đảm bảo sự ổn định ngân hàng (β = 3,2651, p < 0,01). Do đó, việc nâng cao các yêu cầu về an toàn vốn là cần thiết để tăng cường sức chống chịu của hệ thống trước các cú sốc. Cụ thể, Ngân hàng Nhà nước cần: (i) Tiếp tục triển khai lộ trình áp dụng Basel III và hướng tới Basel IV, nâng cao yêu cầu về vốn tối thiểu và bộ đệm vốn; (ii) Yêu cầu các ngân hàng xây dựng kế hoạch vốn dài hạn và báo cáo định kỳ về tình hình thực hiện; (iii) Tăng cường giám sát việc tuân thủ các quy định về an toàn vốn, áp dụng các biện pháp can thiệp sớm đối với các ngân hàng có tỷ lệ an toàn vốn thấp; (iv) Khuyến khích các ngân hàng duy trì tỷ lệ an toàn vốn cao hơn mức tối thiểu thông qua các cơ chế ưu đãi phù hợp; (v) Hoàn thiện các quy định về phân loại nợ và trích lập dự phòng rủi ro theo hướng thận trọng hơn.

5.3. Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

Mặc dù nghiên cứu đã đạt được các mục tiêu đề ra và cung cấp những phát hiện có giá trị về tác động của chuyển đổi số, cạnh tranh đến sự ổn định của các ngân hàng thương mại Việt Nam, nghiên cứu vẫn tồn tại một số hạn chế cần được nhận diện.

Thứ nhất, hạn chế về thước đo chuyển đổi số. Nghiên cứu sử dụng chỉ số ICT Index do Bộ Thông tin và Truyền thông công bố để đo lường mức độ chuyển đổi số của các ngân hàng. Mặc dù đây là chỉ số được sử dụng phổ biến trong các nghiên cứu tại Việt Nam và có tính khách quan, chỉ số này đo lường mức độ sẵn sàng và ứng dụng công nghệ thông tin ở cấp độ tổng thể, chưa phản ánh đầy đủ các khía cạnh đặc thù của chuyển đổi số trong ngành ngân hàng như mức độ số hóa sản phẩm dịch vụ, tỷ lệ giao dịch qua kênh số, đầu tư vào công nghệ tài chính (Fintech), hay mức độ ứng dụng trí tuệ nhân tạo (AI) và dữ liệu lớn (Big Data) trong hoạt động quản trị rủi ro. Việc sử dụng một chỉ số tổng hợp có thể chưa nắm bắt được sự đa dạng và phức tạp của quá trình chuyển đổi số trong từng ngân hàng cụ thể. Do đó, các nghiên cứu trong tương lai có thể sử dụng thêm các chỉ số đo lường chuyển đổi số khác để có thể nắm bắt được nhiều hơn kết quả đa dạng và phức tạp này.

Thứ hai, hạn chế về phạm vi nghiên cứu. Nghiên cứu chỉ tập trung vào 30 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2023, chưa mở rộng phạm vi sang các tổ chức tài chính phi ngân hàng như công ty tài chính, công ty cho thuê tài chính, quỹ tín dụng nhân dân hay các công ty Fintech – những đối tượng đang ngày càng đóng vai trò quan trọng trong hệ thống tài chính và tạo ra áp lực cạnh tranh đáng kể đối với các ngân hàng truyền thống. Ngoài ra, nghiên cứu chưa thực hiện so sánh quốc tế với các hệ thống ngân hàng trong khu vực ASEAN hoặc các thị trường mới nổi tương đồng, điều này có thể hạn chế khả năng tổng quát hóa kết quả và rút ra những bài học kinh nghiệm từ các quốc gia khác. Vì vậy, các nghiên cứu trong tương lai có thể: (i) Mở rộng mẫu nghiên cứu sang các tổ chức tài chính phi ngân hàng và công ty Fintech để có cái nhìn toàn diện hơn về tác động của cạnh tranh và chuyển đổi số trong toàn bộ hệ thống tài chính; (ii) Thực hiện nghiên cứu so sánh quốc tế với các nước ASEAN như Singapore, Thái Lan, Malaysia, Indonesia hoặc các thị trường mới nổi tương đồng như Ấn Độ, Trung Quốc để rút ra những bài học kinh nghiệm và đánh giá vị thế của hệ thống ngân hàng Việt Nam trong bối cảnh khu vực; (iii) Nghiên cứu tác động của các yếu tố thể chế, văn hóa và mức độ phát triển tài chính đến mối quan hệ giữa chuyển đổi số, cạnh tranh và ổn định ngân hàng trong các bối cảnh quốc gia khác nhau. Luận văn: KQNC của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:

===>>> Luận văn: Tác động của chuyển đổi số cạnh tranh đến ngân hàng

Luận Văn Thạc Sĩ, Tài Chính Ngân Hàng