[Download] Tải Tác động của danh tiếng truyền thông tới hiệu quả tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam – Tải về File Word, PDF

ISSN 2615-9848

TẠP CHÍ
QUẢN LÝ Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế
và KINH TẾ QUỐC TẾ

Trang chủ của tạp chí: http://tapchi.ftu.edu.vn

Tác động của danh tiếng truyền thông tới hiệu quả tài chính của
ngân hàng thương mại Việt Nam
The effects of media reputation on financial performance of
Vietnamese commercial banks

Đoàn Ngọc Thắng1
Học viện Ngân hàng, Hà Nội, Việt Nam
Nguyễn Thị Hồng Hải
Học viện Ngân hàng, Hà Nội, Việt Nam
Hoàng Phương Dung
Học viện Ngân hàng, Hà Nội, Việt Nam

Ngày nhận: 24/04/2020; Ngày hoàn thành biên tập: 25/05/2020; Ngày duyệt đăng: 29/05/2020

Tóm tắt
Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng của danh tiếng truyền thông đến hiệu quả tài chính của
ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2012 – 2018 thông qua ba kênh gồm tài sản, chấp
nhận rủi ro và đa dạng hóa thu nhập. Kết quả hồi quy cho thấy danh tiếng truyền thông không
có ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính, ngay cả khi kiểm soát vấn đề nội sinh bằng biến công
cụ. Cụ thể, danh tiếng truyền thông không ảnh hưởng đến tiền gửi và khoản vay, nợ khó
đòi và đa dạng hóa thu nhập. Kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả tại Việt Nam có thể giải
thích do sự hạn chế trong đo lường danh tiếng truyền thông hoặc tính lỏng lẻo của mối liên
hệ giữa danh tiếng truyền thông và hiệu quả tài chính. Nhưng đối với các ngân hàng thương
mại, danh tiếng truyền thông chỉ là một trong những nguồn lực tạo dựng lợi thế cạnh tranh.
Từ khóa: Hiệu quả tài chính, Ngân hàng thương mại, Danh tiếng truyền thông, Việt Nam
Abstract
This paper investigates the effect of media reputation on financial performance, using
data from Vietnamese commercial bank data for the period 2012 – 2018, through three
channels namely assets, risk-taking, and income diversification. The empirical results show
that media reputation has no effect on financial performance, even when we control for
endogeneity bias. Media reputation does not affect the deposit, loan, non-performing loan,
1
Tác giả liên hệ: ngocthangdoan@hvnh.edu.vn

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 109

1. Mở đầu
Danh tiếng của doanh nghiệp đang ngày càng thu hút sự quan tâm của các nhà nghiên
cứu, bởi vì nó tạo ra lợi thế cạnh tranh và cải thiện hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Danh
tiếng tốt được coi là một tài sản vô hình mang lại cho doanh nghiệp một lợi thế so sánh bền
vững nhờ đặc tính riêng biệt nên khó bị bắt chước (Hall, 1993; Barney, 1991). Một số tác
giả đã nghiên cứu mối quan hệ giữa danh tiếng và hiệu quả tài chính: (Roberts & Dowling,
1997; Eberl & Schwaiger, 2005), đặc biệt trong lĩnh vực ngân hàng (Inglis, 2006). Danh
tiếng của công ty được xây dựng dựa trên sự tương tác và liên lạc với các bên liên quan. Khi
truyền thông ảnh hưởng đến kiến thức và quan điểm của công chúng, danh tiếng được tích
lũy qua những phương tiện truyền thông theo thời gian. Bài viết này tập trung nghiên cứu
ảnh hưởng của danh tiếng theo cách tiếp cận như vậy đối với hiệu quả tài chính của các ngân
hàng thương mại, trong bối cảnh Việt Nam giai đoạn 2012 – 2018.
Bài viết dựa theo cách tiếp cận của nghiên cứu Deephouse (2000), trong đó, các tác giả
sử dụng khái niệm danh tiếng truyền thông để đánh giá tổng thể cách thức một công ty xuất
hiện trên phương tiện truyền thông. Theo đó, danh tiếng truyền thông là một nguồn lực có
thể mang lại lợi ích cho các công ty bằng cách giảm chi phí, tăng giá và thiết lập các rào cản
cạnh tranh. Tuy nhiên, những lợi ích từ danh tiếng truyền thông chỉ là tiềm năng; câu hỏi
đặt ra là liệu các công ty có thể tận dụng danh tiếng truyền thông tốt để cải thiện hiệu quả
tài chính hay không. Phân tích danh tiếng truyền thông trong lĩnh vực ngân hàng là rất cần
thiết khi các ngân hàng cung cấp các sản phẩm đồng nhất cho các khách hàng bằng cách sử
dụng các yếu tố sản xuất tương tự như lao động (Chen, 1996) và các ngân hàng tích lũy danh
tiếng trong phạm vi một nhóm các bên liên quan. Do đó, tập trung vào lĩnh vực ngân hàng
cho phép kiểm soát sự không đồng nhất liên quan đến sản phẩm và yếu tố thị trường giống
như những ngành khác. Là một nền kinh tế chuyển đổi, Việt Nam có nhiều yếu tố phù hợp
để đánh giá mối liên hệ giữa danh tiếng truyền thông và hiệu quả tài chính. Tính minh bạch
và chất lượng thông tin thấp có thể ảnh hưởng đến uy tín truyền thông của công ty, cũng như
mối quan hệ của uy tín truyền thông với hiệu quả tài chính.
Bằng cách kiểm soát sai lệch lựa chọn mẫu, nghiên cứu này cho thấy danh tiếng truyền
thông không ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam
từ năm 2012 – 2018. Kết quả này vẫn phù hợp khi nghiên cứu xem xét vấn đề nội sinh của
biến. Các tác giả đã tập trung vào ba kênh để phân tích kết quả này, bao gồm: kênh tài sản,
kênh chấp nhận rủi ro và kênh đa dạng hóa thu nhập. Kết quả cho thấy danh tiếng truyền
thông không ảnh hưởng đến tiền gửi, khoản vay, nợ xấu (NPL) hoặc đa dạng hóa thu nhập.

110 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 111

112 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 113

114 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 115

116 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Hình 1. Số lượng đơn vị mã hoá từng năm
Nguồn: Báo cáo của VNR về danh tiếng của các ngân hàng qua các năm
3.2 Mô hình nghiên cứu
Mô hình được lựa chọn nghiên cứu như sau:
PERFit=α0+γi+λt+β1 MRD(i,t-1)+β2TREATMENTit+εt (1)
trong đó, chỉ số i và t lần lượt là ngân hàng và năm. γi và λt lần lượt là các hiệu ứng cố
định ngân hàng và năm. PERFit={ROAit,ROEit} là một tập hợp các biến hiệu quả ngân hàng
trong khi TREATMENTit là tập hợp các biến kiểm soát.
Một số vấn đề gặp phải khi lựa chọn mô hình nghiên cứu này như sau:
Thứ nhất, ước lượng chệch có thể tồn tại vì hiệu suất tốt có thể cải thiện danh tiếng truyền
thông (simultaneity bias). Độ trễ một năm của MRD được sử dụng để giải quyết vấn đề này.

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 117

118 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Biến Quan sát Trung bình Đô lệch chuẩn Cực tiểu Cực đại
ROA 182 0,59 0,53 -1,28 2,64
ROE 182 7,25 5,95 -8,27 24,44
MRD 182 0,32 0,46 0 1
NPL 182 2,43 1,45 0,34 8,80
HHI 182 0,08 0,00 0,08 0,09
LISTED 182 0,38 0,49 0 1
SIZE 182 4,83 1,09 2,69 7,18
DEPOSIT 182 0,68 0,11 0,28 0,89
LOAN 182 0,56 0,12 0,22 0,79
BRANCH 182 5,22 0,89 3,49 7,74
ETA 182 0,09 0,04 0,03 0,24
AGE 182 3,02 0,61 0 4,13
STATE 182 0,22 0,42 0 1

Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu theo phần mềm Stata 14
4.2 Kết quả chính
Bảng 2 trình bày kết quả hồi quy của phương trình (1). Hai cột đầu tiên của Bảng 2 hiển
thị kết quả mà không có IMR, trong khi cột 3 và 4 trình bày kết quả với đối số chỉnh sửa,
IMR. Có thể thấy rằng danh tiếng truyền thông, MRD, không có tác dụng đối với ROA hoặc
ROE trong mọi trường hợp. Điều này không phù hợp với kết quả của Deephouse (2000).
Đối với các biến kiểm soát, các ngân hàng có tỷ lệ cho vay cao hơn dường như vượt trội so
với các đối thủ của họ, trong khi các ngân hàng có tỷ lệ tiền gửi cao có hiệu quả tài chính thấp
hơn. Lý do cho điều này là các ngân hàng có tỷ lệ cho vay cao hơn có thể đặt lãi suất cho vay cao
hơn và do đó tăng thu nhập lãi, trong khi các ngân hàng có tỷ lệ tiền gửi cao hơn phải vật lộn với
lãi suất tiền gửi tốn kém gây ra chi phí lãi vay. Về chất lượng tài sản, NPL, có mối quan hệ tiêu
cực với hiệu quả tài chính. Tương tự, các ràng buộc về thể chế được nắm bắt bởi quyền sở hữu

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 119

120 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

(1) (2)
Biến nghiên cứu ROA ROE
MRD -0,16 0,82
(0,41) (4,06)
NPL -0,06** -0,94***
(0,03) (0,31)
HHI -1,58 284,6
(38,16) (378,7)
LISTED 0,12 1,11
(0,13) (1,23)
SIZE 0,79*** 3,86
(0,25) (2,48)
DEPOSIT -1,38*** -12,70**
(0,53) (5,26)
LOAN 1,455*** 14,97***
(0,45) (4,43)
BRANCH -0,43** -1,96
(0,20) (1,94)
ETA 10,15*** 25,49
(2,08) (20,59)
AGE 0,71** 4,33
(0,29) (2,91)
STATE -2,33*** -14,17***
(0,43) (4,30)
Constant -3,20 -31,34
(3,23) (32,09)
Bank fixed effect Yes Yes
Year fixed effect Yes Yes
Observations 177 177
R-squared 0,76 0,81
Trong dấu ngoặc đơn là sai số chuẩn
***, **, * thể hiện ý nghĩa thống kê tại 1%, 5%, 10%
Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu theo phần mềm Stata 14

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 121

(2)
Nghiên cứu thực hiện hồi quy lại các mô hình bằng cách thay thế hiệu suất tài chính với
các biến DEPOSIT, LOAN, LOAN và NPL. Bảng 4 cho thấy danh tiếng truyền thông không
có tác động đến tiền gửi, cho vay, nợ xấu hoặc đa dạng hóa thu nhập. Bảng 5 và Bảng 6 tương
ứng là kết quả hồi quy của ROA và ROE đối với tương tác giữa danh tiếng truyền thông và
các biến DEPOSIT, LOAN, LOAN và NPL. Các hệ số của tất cả các biến tương tác là không
có ý nghĩa thống kê. Những kết quả này cho thấy tác động của tiền gửi, cho vay, nợ xấu và
đa dạng hóa thu nhập đối với hiệu quả tài chính ở hai nhóm các ngân hàng có và không có
uy tín là không khác nhau.
Trong nền kinh tế chuyển đổi, tính minh bạch và chất lượng thông tin thấp có thể làm sai
lệch danh tiếng truyền thông và do đó đánh lừa hành vi của các bên liên quan. Bởi vì, khách
hàng và nhà đầu tư biết rằng chỉ số danh tiếng truyền thông do VNR công bố có thể không
phản ánh đúng sự thật, họ có thể bỏ qua thông tin này. Do đó, các quyết định gửi, vay hoặc
đầu tư không dựa trên danh tiếng truyền thông mà dựa trên các yếu tố khác. Các ngân hàng
uy tín hơn không tốt hơn những ngân hàng có uy tín thấp hơn trong việc thu hút khách hàng
tốt và đa dạng hóa các hoạt động thu nhập. Theo nghĩa này, thể chế chính thức không hoàn
chỉnh làm thay đổi mối quan hệ hiệu suất danh tiếng bằng cách hạ thấp niềm tin của các bên
liên quan đến truyền thông.

122 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

(1) (2) (3) (4)
Biến nghiên cứu DEPOSIT LOAN NPL DIVER
MRD 0,01 -0,00 0,41 0,04
(0,012) (0,01) (0,35) (0,05)
NPL 0,00 -0,00 0,04**
(0,00) (0,01) (0,02)
HHI 9,94 8,25 11,30 35,95**
(7,99) (6,43) (97,41) (15,86)
LISTED -0,02 0,01 0,50 -0,03
(0,03) (0,04) (0,33) (0,08)
SIZE -0,16* -0,08 -1,13 -0,21
(0,09) (0,08) (1,07) (0,15)
BRANCH 0,05 0,10* 0,89 -0,25
(0,05) (0,05) (0,71) (0,17)
ETA -1,10** 0,39 -2,10 -0,90
(0,48) (0,75) (7,64) (1,67)
AGE 0,14* 0,10 -0,24 0,50
(0,08) (0,14) (0,73) (0,53)
STATE 0,27 0,12 0,75 -0,12
(0,16) (0,20) (1,71) (0,52)
Constant 0,02 -0,56 3,50 -1,97
(0,66) (0,47) (7,34) (1,26)
Bank fixed effect Yes Yes Yes Yes
Year fixed effect Yes Yes Yes Yes
Observations 179 179 179 169
Number of Code 32 32 32 28
Trong dấu ngoặc đơn là sai số chuẩn theo nhóm ở cấp ngân hàng
***, **, * thể hiện ý nghĩa thống kê tại 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu theo phần mềm Stata 14

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 123

(1) (2) (3) (4)
Biến nghiên cứu ROA ROA ROA ROA
MRD -0,05 -0,23 0,08 -0,17
(0,32) (0,20) (0,13) (0,20)
NPL -0,07*** -0,07*** -0,06** -0,07**
(0,03) (0,02) (0,03) (0,03)
HHI 3,13 4,54 4,65 3,85
(45,96) (44,47) (44,10) (42,53)
LISTED 0,14 0,14 0,15 0,16
(0,15) (0,15) (0,15) (0,15)
SIZE 0,68** 0,66** 0,67** 0,70**
(0,33) (0,32) (0,32) (0,33)
DEPOSIT -1,18* -1,24** -1,16* -1,05*
(0,64) (0,61) (0,59) (0,58)
LOAN 1,47*** 1,41** 1,52*** 1,43**
(0,55) (0,55) (0,53) (0,58)
BRANCH -0,39 -0,40 -0,39 -0,38
(0,33) (0,33) (0,33) (0,32)
ETA 9,71*** 9,43*** 9,69*** 9,66***
(3,47) (3,42) (3,42) (3,33)
AGE 0,63* 0,66* 0,65* 0,63*
(0,33) (0,35) (0,34) (0,34)
STATE -2,19*** -2,18*** -2,21*** -2,27***
(0,56) (0,56) (0,57) (0,56)
DEPOSIT*MRD 0,04
(0,46)
LOAN*MRD 0,37
(0,41)
NPL*MRD -0,04
(0,04)

124 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu theo phần mềm Stata 14
Bảng 6. Kết quả hồi quy ROE theo tương tác giữa MRD và
DEPOSIT, LOAN, LOAN, NPL và DIVER

(1) (2) (3) (4)
Biến nghiên cứu ROE ROE ROE ROE
MRD -2,60 -2,31 2,01 -0,31
(3,84) (2,31) (1,75) (1,53)
NPL -0,95*** -0,95*** -0,69** -0,95***
(0,30) (0,28) (0,29) (0,31)
HHI 362,8 345,1 360,8 355,8
(595,1) (559,1) (560,9) (559,7)
LISTED 1,08 1,10 1,20 1,23
(2,42) (2,42) (2,35) (2,40)
SIZE 3,37 3,29 3,31 3,43
(2,62) (2,53) (2,52) (2,65)
DEPOSIT -14,89** -14,20** -13,18** -12,12**
(6,99) (6,37) (5,93) (5,87)
LOAN 15,11** 14,06** 15,67** 13,62*
(6,87) (6,80) (6,65) (7,40)
BRANCH -2,16 -2,02 -2,02 -2,00

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 125

Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu theo phần mềm Stata 14

5. Kết luận
Bài viết đã nghiên cứu ảnh hưởng của danh tiếng truyền thông đến hiệu quả tài chính của
các ngân hàng thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn 2012 – 2018. Nghiên cứu sử dụng dữ
liệu danh tiếng do VNR công bố, đây là dữ liệu được biết đến nhiều nhất để đo lường danh
tiếng truyền thông của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Kết quả thực nghiệm cho thấy
danh tiếng truyền thông không ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của ngân hàng. Những kết
quả này vẫn đúng khi vấn đề nội sinh được kiểm soát. Tác giả tiến hành phân tích sâu hơn
để giải thích kết quả này thông qua ba kênh: kênh tài sản, kênh chấp nhận rủi ro và kênh đa

126 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)

Tài liệu tham khảo
Aldrich, H.E. & Fiol, E.M. (1994), “Fools rush in? The institutional context of industry creation”,
Academy of Management Review, Vol. 19 No. 4, pp. 645 – 670.
Balmer, J.M. (2010), “Explicating corporate brands and their management: Reflections and directions
from 1995”, Journal of Brand Management, Vol. 18 No. 3, pp. 180 – 196.
Barney, J. (1991), “Firm resources and sustainable competitive advantage”, Journal of Management,
Vol. 17 No. 1, pp. 99 – 120.
Bear, S., Rahman, N. & Post, C. (2010), “The impact of board diversity and gender composition on
corporate social responsibility and firm reputation”, Journal of Business Ethics, Vol. 97 No.
2, pp. 207 – 221.

Số 128 (5/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế 127

128 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Số 128 (5/2020)