Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các công ty chứng khoán Việt Nam

Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả
hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam
Ngơ Thị Hằng - Trần Nguyễn Yến Nhi
Khoa Tài chính, Học viện Ngân hàng

Ngày nhận: 15/09/2021

Ngày nhận bản sửa: 10/10/2021

Ngày duyệt đăng: 03/11/2021

Tóm tắt: Cơng ty chứng khốn (CTCK), một trong số những chủ thể có đóng góp

quan trọng và tích cực vào sự phát triển chung của thị trường chứng khoán Việt
Nam trong hơn 20 năm qua, đã không ngừng đổi mới, phát triển các sản phẩm hỗ
trợ giao dịch cho nhà đầu tư, trong đó có giao dịch ký quỹ, nhằm nâng cao khả năng
tiếp cận thị trường và cơ hội đa dạng hoá kênh đầu tư cho nhà đầu tư, sau cùng góp
phần cải thiện quy mơ giao dịch và thanh khoản của thị trường (Văn Giáp, 2021).
Đồng thời, việc triển khai giao dịch ký quỹ cũng gia tăng cơ hội tạo lợi nhuận cho
chính các CTCK, tạo động lực và nguồn lực cho tiến trình phát triển của các CTCK.
Bài nghiên cứu này, thông qua ứng dụng mô hình tác động cố định và mơ hình tác
động ngẫu nhiên, đã góp phần cung cấp thêm các bằng chứng thực nghiệm, khẳng
định tác động tích cực của giao dịch ký quỹ tới hiệu quả hoạt động của 27 CTCK
niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2014- 2020. Từ đó, một số giải pháp đã được
đề xuất nhằm thúc đẩy việc cung ứng dịch vụ này tại các CTCK.

The Impact of buy-on-margin service on the performance of Vietnamese brokerage firms

Abstract: Brokerage firms, one of the market participant types significantly contributing to the general
development of the stock market of Vietnam over past 20 years, have never ceased to develop their
products supporting investors’ stock tradings, including buy-on-margin (BoM) service to provide

investors with better market access and more porfolio diversification opportunities, eventually
contribute to improve the trading volume and market liquidity (Van Giap, 2021). Besides, developing
BoM service could increase the profitability of brokerage firms, creating motivation and financial
resource for their further development paths. This paper, by deploying fixed effect and random effect
models, extracts empirical evidences, assuring the positive impact of BoM service on the performance
of 27 listed brokerage firms in Vietnam during the period of 2014-2020. Thereby, some policy
recommendations are drawn to promote this service at brokerage firms.
Keywords: Buy-on-margin service, Performance, Brokerage firms
Ngo, Thi Hang
Email:

Tran, Nguyen Yen Nhi
Email:

Organization of all: Faculty of Finance, Banking Academy of Vietnam

© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X

23

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 235- Tháng 12. 2021


Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

Từ khóa: Giao dịch ký quỹ, Hiệu quả hoạt động, Cơng ty chứng khoán

1. Giới thiệu

Tại các thị trường chứng khoán (TTCK)
phát triển trên thế giới, hoạt động giao dịch
ký quỹ đã hình thành và phát triển từ lâu.
Tuy nhiên tại Việt Nam, giao dịch ký quỹ
chính thức được phép triển khai và cung
cấp bởi các CTCK kể từ năm 2011 theo
Thơng tư số 74/2011/TT-BTC của Bộ Tài
chính ban hành ngày 01/6/2011, 11 năm
sau thời điểm mở cửa TTCK Việt Nam.
Giao dịch ký quỹ (GDKQ) là dịch vụ hỗ trợ
tài chính cho các giao dịch chứng khoán của
nhà đầu tư (NĐT), được cung cấp bởi các
CTCK. Khái niệm về GDKQ đã được quy
định cụ thể tại Khoản 10, Điều 2, Thông
tư số 120/2020/TT-BTC của Bộ Tài chính
ban hành ngày 31/12/2020: “Giao dịch ký
quỹ là giao dịch mua chứng khốn có sử
dụng tiền vay của CTCK, trong đó chứng
khốn vừa mua và các chứng khoán được
phép ký quỹ khác của khách hàng được sử
dụng làm tài sản bảo đảm cho khoản vay
nêu trên”.
Về cơ bản, GDKQ đem lại một số lợi ích
nhất định với các NĐT, đặc biệt là các
NĐT có tiềm lực tài chính tương đối hạn
chế so với nhu cầu giao dịch (mua) chứng
khốn. Cụ thể, sử dụng địn bẩy tài chính
giúp NĐT tận dụng nguồn vốn vay, tăng
quy mơ đầu tư, nâng cao hiệu quả sử dụng
vốn, từ đó có cơ hội để gia tăng lợi nhuận

đầu tư của mình. Bên cạnh đó, với sự hỗ trợ
tài chính từ GDKQ, NĐT có thể thực hiện
đa dạng hóa danh mục đầu tư vào nhiều
hạng mục đầu tư thuộc nhiều tổ chức phát
hành khác nhau, giúp giảm thiểu được rủi
ro đầu tư, điều mà sẽ tương đối khó thực
hiện nếu quy mơ vốn đầu tư chứng khốn
hạn chế.

24

Tuy nhiên, cũng cần lưu ý rằng, việc sử
dụng GDKQ chính là sử dụng nợ vay, sử
dụng địn bẩy tài chính. Do đó, GDKQ có
thể cung cấp cơ hội khuyếch đại lợi nhuận,
đồng thời cũng có thể khuyếch đại mức thua
lỗ đầu tư của NĐT trong những giai đoạn
TTCK diễn biến bất lợi, giá chứng khoán
giảm mạnh, gây ra sự suy giảm nghiêm
trọng trong năng lực thực hiện nghĩa vụ tài
chính liên quan tới GDKQ của NĐT đối
với CTCK. Điều này có thể đưa tài khoản
GDKQ đứng trước nguy cơ bị CTCK gọi
ký quỹ hoặc bán bớt một phần danh mục
đầu tư với giá bất lợi cho NĐT để đảm bảo
an tồn tài chính cho CTCK (Nguyễn Lê
Nguyên Vĩ, 2020).
Đối với CTCK và TTCK, ngồi việc cung
cấp nguồn thu từ phí dịch vụ, thì GDKQ
với mục đích chính là hỗ trợ giao dịch của

NĐT, thơng qua đó, thúc đẩy phát triển
hoạt động mơi giới chứng khốn của cơng
ty, giúp CTCK nâng cao năng lực cạnh
tranh. Do đó các CTCK đã tích cực triển
khai dịch vụ này tới NĐT của mình. Nguồn
lực tài chính của CTCK để triển khai dịch
vụ này chủ yếu đến từ nguồn vốn chủ sở
hữu của CTCK, nguồn tín dụng ngân hàng
và huy động vốn thông qua kênh trái phiếu
doanh nghiệp. Do đó, khi nhu cầu sử dụng
dịch vụ GDKQ của NĐT tăng lên, đặc biệt
trong những giai đoạn TTCK vận động tích
cực, đã thúc đẩy các CTCK gia tăng vốn
chủ sở hữu, để hỗ trợ mở rộng GDKQ, hỗ
trợ khách hàng. Từ đó, quy mơ giao dịch
của NĐT được khuyếch đại nhờ GDKQ, và
thanh khoản thị trường theo đó cũng được
cải thiện. Theo thống kê, trong quý I/2021,
quy mô dòng tiền mới đổ vào TTCK chỉ
đạt 85.000 tỷ đồng trong khi thanh khoản
thị trường đạt giá trị cao kỷ lục với 23.000

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021


NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

tỷ đồng tới 30.000 tỷ đồng mỗi phiên giao
dịch, tăng gấp 3 tới 4 lần so với trước đây,
phản ánh dòng tiền chủ yếu hỗ trợ thanh

khoản tới từ GDKQ (Hạnh Nguyễn, 2021).
Thống kê dư nợ ký quỹ CTCK cung cấp
cho các NĐT trong quý I /2021 đạt 101.000
tỷ đồng, tăng 53% so với cùng kỳ năm
2020 và tăng 25% so với quý IV/2020 (Văn
Giáp, 2021).
Với những lợi ích GDKQ đem lại cho các
thành phần khác nhau tham gia TTCK nói
riêng và đối với tồn bộ TTCK nói chung,
việc đánh giá được tác động của việc cung
cấp dịch vụ GDKQ cho khách hàng tới hiệu
quả hoạt động của các CTCK đóng vai trị
quan trọng trong việc định hướng chiến lược
kinh doanh và cung cấp sản phẩm dịch vụ địn
bẩy tài chính an tồn của các CTCK nói riêng
và phát triển bền vững TTCK nói chung. 
Để đạt được mục tiêu nghiên cứu của bài
viết, ngồi phần Giới thiệu, Mục 2 trình
bày tóm tắt các nghiên cứu liên quan tới
giao dịch ký quỹ và hiệu quả hoạt động
của CTCK; Mục 3 trình bày phương pháp
nghiên cứu và mơ hình nghiên cứu, đồng
thời dữ liệu nghiên cứu cũng được mô tả
chi tiết trong phần này; Mục 4 trình bày
và thảo luận các kết quả nghiên cứu chính,
là cơ sở cho việc đề xuất giải pháp trong
Mục 5 đồng thời đề xuất hướng nghiên cứu
chuyên sâu hơn trong tương lai.
2. Tổng quan nghiên cứu về tác động
của giao dịch ký quỹ tới hiệu quả hoạt

động của công ty chứng khoán
Sự xuất hiện của GDKQ đã đem lại những
mặt tích cực và hạn chế đối với TTCK
nói chung và các thành phần tham gia thị
trường nói riêng. Trên thế giới cũng như
trong nước đã có một số nghiên cứu phân
tích sự tác động của GDKQ đối với nhà đầu
tư và tới hoạt động của các CTCK cũng
như biến động của TTCK. Do sự hạn chế

về nguồn dữ liệu GDKQ, một số nghiên
cứu chưa phân tích về tác động của GDKQ
tới hiệu quả hoạt động CTCK, hoặc nếu có
thì mới chỉ tiếp cận GDKQ từ góc độ phân
tích định tính.
Đơn cử, Okay và Kose (2015), sử dụng
phương pháp TOPSIS nghiên cứu hiệu quả
hoạt động của các CTCK niêm yết trên Sở
Giao dịch chứng khốn (SGDCK) Istanbul,
tìm ra tầm quan trọng của các tỷ số tài
chính ảnh hưởng tới hoạt động CTCK như
tỷ số thanh toán, tỷ số cấu trúc tài chính,
tỷ số hoạt động; đồng thời, nhấn mạnh
tầm quan trọng của việc cải thiện các sản
phẩm, dịch vụ tài chính cung cấp cho NĐT
tại các CTCK trong bối cảnh thị trường
môi giới ngày một cạnh tranh hơn. Tương
tự, Miransari (2016) tập trung nghiên cứu
các nhân tố ảnh hưởng tới hiệu quả hoạt
động của 107 CTCK niêm yết trên SGDCK

Tehran, đã nhấn mạnh sự cần thiết của
việc phát triển các dịch vụ hỗ trợ NĐT đối
với tương lai phát triển của CTCK. Ratul
(2019) cũng chủ yếu dựa trên việc phân
tích định tính, thực hiện chấm điểm và xếp
hạng các yếu tố như khả năng thanh khoản,
tổng tài sản, nợ hay tỷ suất sinh lời để đánh
giá hiệu quả hoạt động về mặt tài chính của
ba CTCK lớn nhất Bangladesh, tuy nhiên,
chưa đề cập tới GDKQ.
Một số ít các nghiên cứu khác tập trung
đánh giá tác động của quy mô GDKQ tới
thanh khoản và biến động của TTCK. Đơn
cử, Yang và Wu (2011) nghiên cứu về tác
động của GDKQ đối với thanh khoản và
biến động của TTCK Thượng Hải trước
và sau khi xuất hiện GDKQ, đã đưa ra kết
luận rằng, GDKQ có tác động đến TTCK
Thượng Hải theo chiều hướng tích cực,
thúc đẩy sự gia tăng thanh khoản cho thị
trường và đóng vai trị khá tích cực trong
việc giảm thiểu mức độ biến động của chỉ
số thị trường. Chen (2016) tìm thấy mối
quan hệ cùng chiều giữa quy mô GDKQ và

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

25

Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

biến động chỉ số TTCK khi thị trường tăng
trưởng mạnh. Trong khi đó, Wu và cộng sự
(2017) đưa ra kết luận tương đối tích cực
rằng GDKQ chứng khốn trong năm 2010
đã làm giảm đáng kể sự biến động chỉ số
TTCK Trung Quốc do ảnh hưởng từ khủng
hoảng kinh tế thế giới.
Không đồng quan điểm với Wu và cộng
sự (2017), Lv và Wu (2019) chỉ ra những
ảnh hưởng theo chiều hướng tiêu cực của
GDKQ đến biến động giá cổ phiếu trên
TTCK. Nhóm tác giả kết luận rằng việc lạm
dụng GDKQ dẫn đến việc cổ phiếu bị định
giá quá cao trong khi thông tin về giá cổ
phiếu bị hạn chế, do đó dẫn đến khả năng
TTCK dễ bị sụp đổ hơn trong tương lai.
Tại Việt Nam, những nghiên cứu định
lượng về hiệu quả hoạt động của CTCK
còn tương đối hạn chế, đặc biệt là các
nghiên cứu về mức độ ảnh hưởng GDKQ
tới hiệu quả hoạt động CTCK. Phần lớn các
nghiên cứu hiện nay liên quan tới GDKQ
tại Việt Nam đều là các nghiên cứu định
tính và mới chỉ tập trung vào:
Thứ nhất, phân tích GDKQ dưới góc độ là
một nghiệp vụ kinh doanh tại phạm vi một
CTCK cụ thể như CTCK Sài Gòn (Lê Thế
Tài, 2015), CTCK Thành phố Hồ Chí Minh

(Đỗ Văn Khiêm, 2015) hay hệ thống Ngân
hàng thương mại (NHTM) cổ phần Công
thương Việt Nam (Nguyễn Hồng Linh,
2008). Hầu hết các bài nghiên cứu kể trên
đi sâu phân tích ảnh hưởng của nghiệp vụ
GDKQ đối với từng CTCK thơng qua chính
sách lãi suất ký quỹ hay các quy trình, quy
định trong việc cho vay ký quỹ của từng
CTCK và từ đó, đề xuất những chính sách,
giải pháp phù hợp.
Ngồi ra, Huỳnh Thị Phúc Thuần (2011) đã
phân tích thực trạng hoạt động các CTCK
và thực trạng ký quỹ tại các CTCK, tìm
hiểu sự cần thiết, lợi ích và khó khăn khi
thực hiện nghiệp vụ này, đưa ra các giải
pháp nhằm mục tiêu phát triển hoạt động

26

GDKQ tại các CTCK được hiệu quả hơn,
đem lại lợi ích cho cả CTCK và TTCK.
Thứ hai, đánh giá nguy cơ rủi ro của GDKQ
đối với TTCK nói riêng và đối với hệ thống
tài chính nói chung, thông qua xem xét
mối liên hệ liên ngành giữa CTCK và hệ
thống NHTM trong việc cung ứng dịch vụ
GDKQ. Nguyễn Thanh Phương và cộng sự
(2013) đã tìm hiểu, phân tích các nhân tố
ảnh hưởng đến cho vay kinh doanh chứng
khoán của NHTM, đồng thời đánh giá vai

trò của cho vay kinh doanh chứng khoán
trong hoạt động của NHTM, đưa ra các
định hướng, giải pháp hỗ trợ phát triển hoạt
động cho vay kinh doanh chứng khốn tại
các NHTM Việt Nam. Ngồi ra, Trần Hồng
Hà (2017) đã chỉ ra những vướng mắc trong
cơ chế ký quỹ chứng khoán trên thị trường
cơ sở, đưa ra điều kiện và khuyến nghị lộ
trình thực hiện nới lỏng các yêu cầu về ký
quỹ giao dịch trên thị trường cơ sở.
Như vậy, theo tổng quan nghiên cứu của
nhóm Tác giả, cho đến thời điểm hiện tại
chưa có nghiên cứu đánh giá tác động tới
hiệu quả hoạt động của các CTCK trong
mối liên hệ với việc thực hiện nghiệp vụ
GDKQ.
3. Phương pháp nghiên cứu và mơ hình
đề xuất
Nghiên cứu lựa chọn sử dụng các mơ
hình kinh tế lượng đối với dữ liệu bảng
bao gồm: mơ hình bình phương nhỏ nhất
(Pooled Ordinary Least Square- Pooled
OLS), mơ hình tác động cố định (Fixed
Effect Model- FEM) và mơ hình tác động
ngẫu nhiên (Random Effect Model- REM)
để xác định các nhân tố tác động đến hiệu
quả hoạt động của các CTCK, từ đó, đưa ra
kết luận về sự ảnh hưởng của GDKQ.
Dựa theo Ratul (2019), Miransari (2016),
và Okay và Kose (2015), nhóm tác giả xây

dựng mơ hình đánh giá hiệu quả hoạt động

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021


NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

của các CTCK (đại diện bởi tỷ suất sinh lời
tổng tài sản- ROA, hoặc tỷ suất sinh lời vốn
chủ sở hữu- ROE) với các biến giải thích
khác nhau, trong đó có các biến liên quan
tới GDKQ (mơ tả biến trong mơ hình đề
xuất tại Bảng 1).
Mơ hình hồi quy bình phương nhỏ nhất
(Pooled Ordinary Least Square- Pooled
OLS):
Đây là mơ hình sử dụng để xác định ảnh
hưởng của các biến độc lập đối với biến
phụ thuộc. Trong đó các hệ số của các biến
độc lập đều giữ nguyên theo thời gian và
từng quan sát. Mặc dù vậy, để mơ hình
có ý nghĩa, nhiều giả định đã được đưa ra
như: phương sai sai số không đổi, khơng có
hiện tượng tự tương quan, khơng có hiện
tượng đa cộng tuyến, khơng bỏ sót các biến
quan trọng và phải tn thủ theo phân phối
chuẩn. Chính vì vậy, có rất ít mơ hình có
thể thoả mãn các điều kiện này một cách
chặt chẽ.
Phương trình hồi quy đề xuất như sau:

ROA = β0 + β1*Bdi,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +
β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/
Asti,t + β10*S_margin/Asti,t + β11*S_td/Asti,t
+ β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + Ɛi,t
ROE = β0 + β1*Bd i,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +
β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/
Asti,t + β10*S_margin/Asti,t + β11*S_td/Asti,t
+ β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + Ɛi,t
Trong đó:
β0: là hệ số chặn
i: là doanh nghiệp thứ i
β1…β14: là hệ số của các biến độc lập tương
ứng
Ɛ: là sai số ngẫu nhiên
Mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect
Model, FEM):
FEM phân tích mối tương quan này giữa

phần dư của mỗi quan sát với các biến giải
thích qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng
của các đặc điểm riêng biệt (không thay
đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải
thích để có thể ước lượng được những ảnh
hưởng thực tế của biến giải thích lên biến
phụ thuộc.
Phương trình hồi quy của mơ hình tác động
cố định như sau:
ROA = β1*Bdi,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +

β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/
Asti,t + β10*S_marg/Asti,t + β11*S_td/Asti,t +
β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + αi +
ui,t
ROE = β1*Bdi,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +
β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/
Asti,t + β10*S_marg/Asti,t + β11*S_td/Asti,t +
β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + αi +
ui,t
Trong đó:
β1…β9: là hệ số của các biến độc lập tương
ứng; i: là doanh nghiệp thứ i;
ui,t: là nhiễu trắng (sai số);
αi : là hệ số chặn theo đối tượng (doanh
nghiệp) i
Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random
Effects Model, REM):
Khi sử dụng mơ hình FEM, nếu sự biến
động của các quan sát riêng lẻ không tương
quan đến biến giải thích thì tác giả sẽ sử
dụng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM.
Khơng giống với mơ hình tác động cố định
(FEM), biến số giữa các chủ thể được giả
định là ngẫu nhiên và không tương quan
với dự đốn hoặc biến độc lập có trong mơ
hình.
Phương trình hồi quy của mơ hình tác động
ngẫu nhiên như sau:

ROA= β1*Bdi,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +
β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

27


Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

Asti,t + β10*S_marg/Asti,t + β11*S_td/Asti,t +
β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + αi +
Ɛi,t + ui,t
ROE= β1*Bdi,t + β2*Fdi,t + β3*Asseti,t +
β4*Debti,t + β5*Equityi,t + β6*S_mg/Asti,t +
β7*S_blph/Asti,t + β8*S_lk/Asti,t + β9*S_tv/
Asti,t + β10*S_marg/Asti,t + β11*S_td/Asti,t +
β12*S_dtgv/Asti,t + β13*Ptri,t + β14*Sei,t + αi +
Ɛi,t + ui,t
Trong đó:β1…β9: là hệ số của các biến độc
lập tương ứng;
i: là doanh nghiệp thứ i;
ui,t: nhiễu trắng (sai số);
αi : đại diện cho tất cả các yếu tố khơng
quan sát được có sự khác biệt giữa các
CTCK nhưng khơng thay đổi theo thời gian,
ví dụ như văn hoá kinh doanh, định hướng
& chiến lược kinh doanh của CTCK, nhóm
mã chứng khốn được thực hiện GDKQ,…;

Ɛi,t : đại diện cho tất cả các yếu tố không
quan sát được thay đổi theo thời gian
nhưng không khác biệt giữa các đối tượng,
ví dụ như các quy định pháp lý liên quan tới
tín dụng GDKQ…
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu
bảng của toàn bộ 27 CTCK hiện tại niêm
yết trên SGDCK khoán Hà Nội (HNX) và
SGDCK Thành phố Hồ Chí Minh (HSX/
HOSE) được thu thập từ báo cáo tài chính
(BCTC) hàng quý của các CTCK trong
khoảng thời gian từ năm 2007- 2020 và
được dùng để tính tốn các chỉ tiêu đại diện
cho các biến phụ thuộc- đo lường khả năng
sinh lời của doanh nghiệp (chỉ tiêu ROE- tỷ
suất sinh lời vốn chủ sở hữu; ROA- tỷ suất
sinh lời tổng tài sản) và các chỉ tiêu đại diện
cho các biến độc lập- các nhân tố ảnh hưởng
đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Thông tin chi tiết về cách thức tính tốn,
hình thành dữ liệu các biến trong mơ hình
nghiên cứu được trình bày chi tiết tại Bảng
1. Trong q trình ước lượng các tham số
của mơ hình, để đảm bảo dữ liệu chạy mơ
hình là dữ liệu bảng dạng cân xứng, nhóm

28

tác giả đã tiến hành rút ngắn thời gian mẫu
nghiên cứu từ giai đoạn nghiên cứu 14 năm

(từ 2007 tới 2020) xuống còn 7 năm (từ
2014 tới 2020), do sự hạn chế số liệu cung
cấp bởi một số CTCK và do một số CTCK
được thành lập hoặc bắt đầu cung ứng giao
dịch ký quỹ từ năm 2014.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả mẫu
Bảng 2 tóm tắt đặc điểm thống kê của dữ liệu
hai thước đo khả năng sinh lời là tỷ suất sinh
lời trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinh lời
trên VCSH (ROE), cũng như các yếu tố (bao
gồm các biến liên quan tới GDKQ, Dmarg
và S_marg/Ast) có khả năng ảnh hưởng đến
khả năng sinh lời của 27 CTCK niêm yết
tại TTCK Việt Nam giai đoạn 2014- 2020.
Trong đó, chỉ tiêu ROA và ROE bình quân
của 27 CTCK đều khá thấp, dưới 5%. Thực
tế này là do nhiều CTCK có quy mơ tài sản
gia tăng mạnh theo thời gian (biến Tổng tài
sản (Asset) có giá trị dao động trong khoảng
từ 68 tỷ đến hơn 30 nghìn tỷ, trung bình xấp
xỉ 3 nghìn tỷ), trong khi đó một số CTCK
ghi nhận lợi nhuận sau thuế âm trong nhiều
năm (biến Ptr).
Biến nghiệp vụ GDKQ (Dmarg) cho biết
một CTCK có cung cấp nghiệp vụ GDKQ
khơng và bắt đầu từ năm nào. Giá trị trung
bình của biến là khoảng 0,6 phản ánh thực
tế về một số bộ phận CTCK chưa triển khai
dịch vụ này tới khách hàng, đa phần các

CTCK đều chỉ mới cung cấp nghiệp vụ
GDKQ những năm gần đây. Theo đó, dư
nợ ký quỹ trên tổng tài sản (S-marg/Ast)
cũng chỉ đạt trung bình 23,84%.
4.2. Thảo luận kết quả
Trước khi thực hiện hồi quy, nhóm tác giả
sử dụng ma trận Hệ số tương quan Pearson

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021


NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

Bảng 1. Bảng thống kê các biến của mơ hình nghiên cứu
Tên biến

Ký hiệu

Cách đo lường

Biến độc lập
Nghiệp vụ giao dịch ký quỹ

Dmarg

Biến nhị phân: giá trị 1- CTCK có GDKQ; giá
trị 0- CTCK khơng có GDKQ

Số lượng thành viên HĐQT

Bd

Thống kê số lượng thành viên

Số lượng thành viên HĐQT là người
Fd
nước ngoài

Thống kê số lượng thành viên là người
nước ngoài

Tổng tài sản

Asset

Nợ phải trả

Bebt

Vốn chủ sở hữu

Equity

Top 5 thị phần môi giới*

Mars

Giá trị vốn hóa thị trường

Marc

Doanh thu mơi giới/tổng tài sản

S_mg/Ast

Số liệu thống kê từ BCTC đã kiểm toán
Biến nhị phân: giá trị 1- CTCK thuộc Top 5;
giá trị 0- CTCK không thuộc Top 5
Số lượng cổ phiếu thường đang lưu hành x
Giá đóng cửa
Số liệu giá và số lượng cổ phiếu được thống
kê từ Investing.com
Doanh thu môi giới/tổng tài sản

Doanh thu bảo lãnh phát hành/tổng
S_blph/Ast
tài sản

Doanh thu bảo lãnh phát hành/tổng tài sản

Doanh thu tự doanh/tổng tài sản

S_td/Ast

Doanh thu tự doanh/tổng tài sản

Doanh thu lưu ký/tổng tài sản

S_lk/Ast

Doanh thu lưu ký/tổng tài sản

Doanh thu tư vấn/tổng tài sản

S_tv/Ast

Doanh thu tư vấn/tổng tài sản

Dư nợ ký quỹ/tổng tài sản

S_marg/Ast

Dư nợ ký quỹ/tổng tài sản

Doanh thu đầu tư chứng khốn, góp
S_dtgv/Ast
vốn/tổng tài sản
Sàn niêm yết

Se

Lợi nhuận sau thuế

Ptr

Doanh thu đầu tư chứng khốn, góp vốn/
tổng tài sản
Biến nhị phân: giá trị 1- CTCK niêm yết trên
HOSE; giá trị 0- Không niêm yết trên HOSE
Số liệu thống kê từ BCTC đã kiểm toán

Biến phụ thuộc
Tỷ suất lợi sau thuế trên tổng tài sản ROA

LNST / Tổng tài sản

Tỷ suất lợi sau thuế trên vốn chủ sở
ROE
LNST / VCSH
hữu
Ghi chú: * Nhóm tác giả tổng hợp từ SGDCK Thành phố Hồ Chí Minh (2021)
Nguồn: Kết quả tổng hợp của nhóm tác giả

và Hệ số phóng đại (VIF) kiểm tra các
khuyết tật của mơ hình. Số liệu trong ma
trận hệ số tương quan (Hình 1) cho thấy các
biến đều có mức độ tương quan với nhau
trong khoảng (-0,8;0,8), nên chưa có cơ sở
để kết luận là có hiện tượng đa cộng tuyến
trong mơ hình khảo sát.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến với VIF,
kết quả thu được từ Bảng 3 (Mẫu nghiên
cứu 1) cho thấy hầu hết các hệ số phóng đại
phương sai VIF đều nhỏ hơn 3, ngoại trừ ba
biến có hệ số phóng đại phương sai VIF lớn
hơn 10 là Asset, Debt, Equity, do đó trong
mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến. Xuất

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

29


Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

phát từ ý nghĩa kinh tế cũng như kết quả
ma trận hệ số tương quan Pearson, hai biến
Debt và Equity đều là các biến quan trọng
trong việc giải thích biến động của ROE, do
đó, để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến,
nhóm tác giả quyết định thay thế hai biến
này bằng biến địn bẩy tài chính (Leverage)
được tính bằng cách lấy biến Debt chia cho
biến Equity. Và kết quả hệ số phóng đại với
biến thay thế- Leverage- cho kết luận mơ
hình khơng cịn hiện tượng đa cộng tuyến
(Bảng 3, Mẫu nghiên cứu 2).
Từ kết quả ước lượng tại Bảng 4, có thể
thấy đánh giá hiệu quả hoạt động của các
CTCK niêm yết trên sàn giao dịch chứng
khốn Việt Nam thơng qua việc phân tích
chỉ tiêu ROE và ROA thì việc lựa chọn phân

tích chỉ tiêu ROA sẽ cho kết quả đánh giá
chính xác hơn, bởi các biến sử dụng trong
mơ hình nghiên cứu giải thích được tốt hơn
biến động của chỉ tiêu hiệu quả hoạt động
của CTCK theo ROA. Việc lựa chọn này
đồng nhất với một số nghiên cứu trước đây

như Ratul (2019), Okay và Kose (2015).
Theo kết quả ước lượng trình bày tại Bảng
4, dựa trên R2, mơ hình tại cột số (8) &
(9) được lựa chọn để tiến hành kiểm định
Hausman với cặp giả thuyết: H0: Lựa chọn
mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM);
H1: Lựa chọn mơ hình ảnh hưởng cố định
(FEM). Kết quả kiểm định Hausman đối
với hai mơ hình trên cho thấy có cơ sở bác
bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là lựa chọn mơ
hình FEM cho nghiên cứu với biến khả

Bảng 2. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu: 27 CTCK, giai đoạn 2014 - 2020
Biến

Trung bình

Độ lệch chuẩn

Giá trị tối thiểu

Giá trị tối đa

Dmarg

0,6414

0,4798

0

1

Bd

5,2986

1,2705

2

10

Fd

0,6811

1,3924

0

9

Asset

2,95e+12

4,31e+12

6,84e+08

3,58e+13

Debt

1,45e+12

2,60e+12

2,06e+08

2,59e+13

Equity

1,43e+12

1,68e+12

4,78e+08

9,87e+12

Mars

0,2549

0,4361

0

1

Marc

1,04e+12

2,60e+12

1761200

2,76e+13

S_mg/Ast

0,0506

0,5759

0

13,06814

S_blph/Ast

0,0006

0,0026

0

0,0305

S_lk/Ast

0,0008

0,0022

-0,0284

0,0290

S_tv/Ast

0,0017

0,1138

-2,8765

0,8627

S_marg/Ast

0,2384

0,4791

0

8,0319

S_td/Ast

0,0081

0,0559

0

0,5082

S_dtgv/Ast

0,0039

0,0336

0

0,8773

Ptr

4,25e+10

7,46e+10

-1,37e+11

5,22e+11

Se

0,3953

0,4893

0

1

ROE

0,0234

0,0358

-0,1802

0,3091

ROA

0,0211

0,0938

-0,1635

1,7277

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Stata 15

30

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021


NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

Bảng 3. Hệ số phóng đại (VIF) của các biến trong mơ hình nghiên cứu
Biến

Mẫu nghiên cứu 1

Mẫu nghiên cứu 2

VIF

1/VIF

Dmarg

1,40

0,714883

1,38

0,725714

Bd

1,83

0,545810

1,82

0,549217

Fd

1,53

0,652027

1,53

0,651946

Asset

51,44

0,019441

2,95

0,338530

Debt

19,68

0,050808

Equity

14,38

0,069533

Mars

2,24

0,446857

2,23

0,447724

Marc

1,51

0,660873

1,52

0,659776

S_mg/Ast

1,03

0,967532

1,03

0,969901

S_blph/Ast

1,02

0,984094

1,02

0,984127

S_lk/Ast

1,64

0,611365

1,63

0,614117

S_tv/Ast

1,49

0,671304

1,49

0,672568

S_marg/Ast

1,26

0,795242

1,24

0,804619

S_td/Ast

1,11

0,901826

1,11

0,901930

S_dtgv/Ast

1,01

0,988201

1,01

0,988840

Ptr

2,72

0,367740

2,62

0,382038

Se

1,55

0,646871

1,52

0,659292

1,04

0,961133

Leverage

VIF

1/VIF

Nguồn: Kết quả từ Stata 15

năng sinh lời của doanh nghiệp là ROA phù
hợp hơn mơ hình REM. Như vậy, kết quả
ước lượng của mơ hình (8) được sử dụng
cho các kết luận nghiên cứu dưới đây.
Giả thuyết 1: Quy mô nghiệp vụ GDKQ có
tác động tới hiệu quả hoạt động kinh doanh
của CTCK.
Hệ số ước lượng của dư nợ ký quỹ (S_marg/
ast) tại mơ hình (8) (Bảng 4) có tương quan
cùng chiều và có ý nghĩa thống kê với chỉ
tiêu ROA. Nghĩa là đối với các cơng ty có
cung ứng sản phẩm cho vay kí quỹ đối với
khách hàng, thì việc gia tăng quy mô cho

vay ký quỹ (dư nợ ký quỹ) sẽ có tác động
tích cực tới hiệu quả hoạt động của cơng ty.
Có thể thấy, sự xuất hiện của GDKQ đã
đem lại cho các CTCK nhiều lợi ích, khơng

những giúp gia tăng lợi nhuận từ việc cung
cấp nghiệp vụ này, mà cịn gia tăng được
nguồn thu từ nghiệp vụ mơi giới khi từ việc
gia tăng số lượng tài khoản khách hàng và
quy mơ giao dịch, tăng thu phí mơi giới.
GDKQ đã đem đến cho các CTCK những
cơ hội phát triển mới, không chỉ đối với các
CTCK lớn, đã niêm yết trên sàn giao dịch,
mà còn đối với cả các CTCK nhỏ, mới phát
triển.
Giả thuyết 2: Hiệu quả hoạt động giữa các
CTCK có và khơng có nghiệp vụ GDKQ có
sự khác biệt nhất định.
Giả thuyết này được kiểm định thông
qua kết quả ước lượng của biến GDKQ
(Dmargin) là biến nhị phân có giá trị 1- nếu
CTCK có thực hiện GDKQ, và có giá trị

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

31


32

RE
(13)
0,99
(0,322)
FE
(12)
0,23
(0,816)
RE
(11)
0,74
(0,460)

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021

Mars

Leverage

Asset

fd

bd

Dmargin

FE
(1)
-0,12

(0,908)
-0,63
(0,531)
-1,84*
(0.067)
-5,13***
(0,000)
-1,81*
(0,071)
-0,69
(0,492)

RE
FE
(2)
(3)
1,48
-1,51
(0,140) (0,132)
0,88
(0,378)
-2,66***
(0.008)
-8,07*** -5,9***
(0,000) (0,000)
-2,14**
(0,032)
0,31
(0.753)

RE
(4)
-0,69
(0,491)

FE
(5)

RE
(6)

PO
(7)
0,11***
(0,003)
0,08**
(0,044)
-0,13***
(0,000)
-7,6*** -5,85*** -6,76*** -0,55***
(0,000) (0,000) (0,000) (0,003)
-0,07**
(0,018)
0,08*
(0,059)

FE
(8)
0,53
(0,594)

-0,20
(0,843)
-0,26
(0,793)
-1,55
(0,121)
-0,39
(0,694)
0,29
(0,775)

RE
(9)
1,73*
(0,083)
-1,60
(0,109)
-0,06
(0,952)
-2,46**
(0,014)
-0,38
(0,708)
0,00
(0,999)

FE
(10)
-0,06
(0,952)

ROA
ROE

Biến độc
lập

Bảng 4. Kết quả khi sử dụng các mơ hình Pool OLS, FEM và REM

0- nếu CTCK không cung ứng dịch vụ này
cho khách hàng. Theo kết quả ước lượng
của mơ hình (8) tại Bảng 4, có thể thấy, giá
trị ước lượng tương ứng với biến Dmargin
không có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa
5% thậm chí 10%. Như vậy, chưa có đủ
bằng chứng để kết luận rằng việc cung ứng
GDKQ cho khách hàng góp phần tạo ra sự
khác biệt về hiệu quả hoạt động giữa các
CTCK có và khơng có dịch vụ này. Kết quả
này cũng phù hợp với thực tế hoạt động của
các CTCK Việt Nam bởi:
Thứ nhất, GDKQ mới chỉ thật sự phát triển
và trở nên phổ biến trong một vài năm
trở lại đây. Trước đó, nghiệp vụ đem về
nguồn thu lớn nhất cho các CTCK thường
là các nghiệp vụ như nghiệp vụ môi giới,
nghiệp vụ bảo lãnh phát hành hay nghiệp
vụ tư vấn đầu tư. Các CTCK vẫn có thể gia
tăng doanh thu, mở rộng thị phần, tăng vốn
thông qua việc cung cấp tốt các nghiệp vụ

trên cho khách hàng. Bên cạnh đó, nguồn
vốn thực hiện GDKQ chủ yếu tới từ các
CTCK, do đó việc cung ứng GDKQ cho
NĐT, địi hỏi CTCK phải giảm vốn phân
bổ vào các nghiệp vụ kinh doanh khác, và
ngược lại, không tập trung phát triển sản
phẩm GDKQ, thì tiềm lực tài chính sẽ được
các CTCK chuyển vào các nghiệp vụ kinh
doanh khác.
Thứ hai, quy mô dư nợ ký quỹ ở các CTCK
cũng chiếm một tỷ lệ không quá cao trong
tổng tài sản của các CTCK có thực hiện
việc cung cấp nghiệp vụ này. Hầu hết
các CTCK vẫn xem nghiệp vụ môi giới
như mối quan tâm hàng đầu vì khi càng
có nhiều khách hàng mở tài khoản và cần
được tư vấn để giao dịch, doanh thu của các
CTCK mới tăng lên đáng kể. Hơn thế nữa,
đặc trưng của nghiệp vụ GDKQ là tính rủi
ro cao. Tính rủi ro cao này không chỉ ảnh
hưởng đến nhà đầu tư mà còn ảnh hưởng
cả đến các CTCK. Mặc dù lãi suất cho vay
ký quỹ thường được các CTCK đưa ra ở

PO
(14)
0,06*
(0,084)
-0,07
(0,109)

-0,0025
(0,952)
-1,88* -2,92*** -2,01** -2,93*** -0,14**
(0,060) (0,003) (0,044) (0,003) (0,014)
-0,01
(0,708)
0,00
(0,999)

Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam


0,6530

534

RE
(2)
-1,57
(0,117)
0,24
(0,811)
1,75*
(0,081)
0,66
(0,512)
0,30
(0,764)
-0,50
(0,615)

-1,11
(0,268)
-0,17
(0,867)
19,9***
(0,000)
0,64
(0,520)
0,4761

748

0,98
(0,326)
0,81
(0,418)
0,09
(0,928)
-0,87
(0,386)
-0,43
(0,665)
0,84
(0,401)
20,1***
(0,000)

RE
(4)

0,0000***

0,4269

748

0,85
(0,394)
0,87
(0,383)
0,02
(0,983)
-0,85
(0,398)
0,03
(0,978)
0,70
(0,482)
19,6***
(0,000)

FE
(3)

ROE

0,4979

552

19,8***
(0,000)
-1,98
(0,048)

RE
(6)

0,0000***

0,4059

552

19,5***
(0,000)
-3,38
(0,001)

FE
(5)

0,000***

0,5109

534

0,7138

534
0,0167**

0,5760

534

PO
FE
RE
(7)
(8)
(9)
-0,09**
-0,39 -0,88***
(0,015) (0,696) (0,000)
0,012 11,2*** 11,7***
(0,688) (0,000) (0,000)
0,07**
0,24
-0,03
(0,018) (0,810) (0,972)
0,016 7,62*** 8,55***
(0,677) (0,000) (0,000)
0,01
-4,05*** -4,28***
(0,646) (0,000) (0,000)
-0,029 2,59*** 3,45***
(0,392) (0,010) (0,001)
-0,07**

-0,13
0,43
(0,031) (0,898) (0,665)
-0,001
-0,83
-0,14
(0,955) (0,405) (0,885)
0,96*** 3,61*** 3,44***
(0,003) (0,000) (0,001)
0,0588
1,08
1,65*
(0,121) (0,279) (0,098)
0,4359

748

-0,27
(0,788)
9,97***
(0,000)
-4,85***
(0,000)
3,86***
(0,001)
0,08
0,940)
0,63
(0,530)
3,82***

(0,000)

RE
(11)

0,0001***

0,5159

748

0,28
(0,776)
8,42***
(0,000)
-4,35***
(0,000)
2,78***
(0,006)
-0,07
(0,944)
-0,70
(0,483)
4,22***
(0,000)

FE
(10)

ROA

0,6557

748
0,0001***

0,6377

748

4,30***
(0,000)

9,5***
(0,000)
-4,6***
(0,000)
3,67***
(0,000)

8,53***
(0,000)
-4,38***
(0,000)
3,01***
(0,002)

4.51***
(0,000)

13,4***
(0,000)

RE
(13)

12,8***
(0,000)

FE
(12)

0,0000

0,3930

534

PO
(14)
-0,037
( 0,378)
0,4***
(0,000)
-0,001
(0,972)
0,4***
(0,000)
-0,2***
(0,000)

0,1***
(0,001)
0,0156
(0,665)
-0,005
(0,886)
0.2***
(0,001)
0,069*
(0,099)

Hausman
0,0033***
0,7688
0,0024***
0,0033***
0,9999
0,0000 ***
(a)
Ghi chú: *, **, *** có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% , p_value trình bày trong dấu ngoặc đơn;
(a) Giá trị xác xuất của giá trị thống kê theo kiểm định Khi bình phương (Prob>chi2)
Nguồn: Kết quả ước lượng từ Stata 15

0,0000***

0,4788

R2

F-test

534

FE
(1)
-0.97
(0,335)
0,02
(0,985)
1,37
(0,171)
1,00
(0,316)
0,04
(0,966)
0,966
(0,776)
0,09
(0,928)
-0,45
(0,652)
20,0***
(0,000)
-0,39
(0,695)

n

Se

Ptr

S_dtgv/
Ast

S_td/Ast

S_marg/
Ast

S_tv/Ast

S_lk/Ast

S_blph/
Ast

S_mg/Ast

Marc

Biến độc
lập

NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

33

mức cao, nhưng rủi ro khi
NĐT thực hiện giao dịch này
khơng có đủ khả năng chi
trả, thậm chí khi giải chấp
tồn bộ tài khoản của khách
hàng, thì khoản lợi nhuận thu
về của các CTCK từ nghiệp
vụ này có thể coi như bằng
khơng. Do đó, tác động của
nghiệp vụ GDKQ để tạo nên
sự khác biệt về hiệu quả hoạt
động giữa các CTCK có và
khơng có nghiệp vụ này có
thể chưa đáng kể.

Nguồn: Kết quả thu được từ Stata 15

Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

34

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021

Ghi chú: * Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%

Kết quả nghiên cứu (Bảng
4) cho thấy việc cung cấp
cũng như mở rộng nghiệp
vụ GDKQ (Dư nợ ký quỹ)

có tác động tích cực tới hiệu
quả hoạt động (ROA) của 27
CTCK niêm yết trên TTCK
Việt Nam giai đoạn 20142020. Thêm vào đó, với nhu
cầu sử dụng GDKQ của NĐT
ngày càng gia tăng, hỗ trợ
hiệu quả hoạt động nghiệp
vụ môi giới của CTCK, đặc
biệt cân nhắc đóng góp tích
cực của GDKQ tới quy mô
giao dịch, thanh khoản cũng
như tới việc thúc đẩy sự tăng
trưởng, phát triển của TTCK,
các CTCK có thể cân nhắc
phát triển việc cung cấp dịch
vụ này cho khách hàng. Tuy
nhiên, với tính chất là dịch vụ
kinh doanh có rủi ro tài chính
và rủi ro thanh tốn cao, để
đảm bảo sản phẩm GDKQ
được triển khai thực hiện, duy
trì và phát triển bền vững, các

Hình 1. Ma trận hệ số tương quan Pearson

5. Kết luận, gợi ý chính sách


NGÔ THỊ HẰNG - TRẦN NGUYỄN YẾN NHI

CTCK cần lưu ý một số giải pháp sau:
Thứ nhất, các CTCK có thể nghiên cứu
tiếp cận các kênh huy động vốn khác nhau
nhằm đảm bảo nguồn tài trợ vốn dồi dào
cho việc cung cấp GDKQ tới NĐT.
Thứ hai, các CTCK cần tập trung phát triển
đội ngũ nhân viên làm việc chuyên nghiệp,
hiệu quả, phát triển sản phẩm đảm bảo cung
cấp cho khách hàng những dịch vụ tốt nhất.
Bên cạnh đó, các CTCK cịn cần tập trung
phát triển cơng nghệ, đẩy nhanh q trình
chuyển đổi số tạo nền tảng cho sự phát triển
bền vững trong tương lai, đem đến sự hài
lòng cho NĐT, đồng thời tạo cơ sở để giảm
thiểu lãi suất cho vay, nâng cao mức độ hấp
dẫn của sản phẩm.
Thứ ba, các CTCK cần tăng cường cơ chế
quản trị rủi ro đối với GDKQ thông qua
việc thiết lập một hệ thống, khung quản trị
rủi ro và chính sách rủi ro đạt chuẩn phù
hợp với chính sách và mức lãi suất mà từng
CTCK cung cấp cho khách hàng cũng như
xem xét đến việc xây dựng đội ngũ, bộ
phận quản lý rủi ro chuyên biệt để có thể
đưa ra các phương án kiểm sốt, giám sát

và xử lí rủi ro một cách nhanh nhất và hiệu
quả nhất.
Do sự hạn chế về khả năng tiếp cận và truy
cập dữ liệu, nghiên cứu được thực hiện trên

phạm vi 27 CTCK niêm yết trên tổng số
89 CTCK đang hoạt động (Uỷ ban Chứng
khoán Nhà nước, 2021), dẫn đến kết luận
được đưa ra bởi nghiên cứu có thể chưa
mang tính bao qt cho tồn bộ các CTCK
tại Việt Nam. Ngoài ra, nghiên cứu cũng
chưa đi sâu vào phân tích các chính sách
cũng như các quy định GDKQ được đưa ra
bởi các CTCK cho khách hàng, bởi vì mỗi
CTCK lại có những chính sách riêng, phù
hợp với định hướng và mục tiêu phát triển.
Do đó, các nghiên cứu sau có thể mở rộng
thêm mẫu nghiên cứu bao phủ được số
lượng CTCK lớn hơn và theo đó có thể sử
dụng phương pháp so khớp điểm xu hướng
(Propensity Score Matching) để so sánh
hiệu quả hoạt động giữa hai nhóm CTCK
có và khơng có dịch vụ GDKQ có đặc điểm
kinh doanh tương đồng để đem lại kết quả
đáng tin cậy hơn ■

Tài liệu tham khảo
Chen, M. (2016), “The Impact of Margin Trading on Volatility of Stock Market: Evidence from SSE 50 Index”, Journal
of Financial Risk Management, Vol. 5, pp. 179-186.
Đỗ Văn Khiêm (2015), “Hoạt động giao dịch ký quỹ tại công ty cổ phần chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh”, Khóa
luận tốt nghiệp, Trường đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh
Hạnh Nguyễn (2021), “Thanh khoản thị trường ‘bùng nổ’ chủ yếu đến từ vay giao dịch ký quỹ”, truy cập ngày
15/8/2021, từ < />Huỳnh Thị Phúc Thuần (2011), “Phát Triển hoạt động giao dịch ký quỹ tại các công ty chứng khoán Việt Nam”, Luận
văn Thạc sĩ, Trường đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh;
Lê Thế Tài (2015), “Phát triển hoạt động giao dịch ký quỹ tại công ty chứng khốn Sài Gịn”, Luận văn, Đại học quốc

gia Hà Nội.
Lv, D. & Wu, W. (2019), “Margin-trading volatility and stock price crash risk”, Pacific-Basin Finance Journal, Vol.
56, pp. 179-196.
Miransari, M. (2016), “Review the performance of brokerage firms and their role on increasing investment trust and
the degree of stock liquidity”, Journal of Fundamental and Applied Sciences, J. Fundam. Appl. Sci., 2016, 8(2S),
pp. 1606-1618;
Nguyễn Hồng Linh (2008), “Phát triển sản phẩm tài chính giao dịch ký quỹ trong hệ thống ngân hàng công thương
Việt Nam”, Luận văn, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Nguyễn Lê Nguyên Vĩ (2020), “Làm sao để tránh bị Force-sell”, truy cập ngày 03/7/2021, từ < .
vn/tin-tuc/de-dau-tu-chung-khoan-hieu-qua/lam-sao-de-tranh-bi-force-sell.html>
Nguyễn Thanh Phương, Trần Thị Xuân Anh, Ngô Thị Hằng, Dương Ngân Hà, Lê Quốc Tuấn, Nguyễn Vũ Thúc Lanh,

Số 235- Tháng 12. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

35


Tác động của giao dịch ký quỹ đến hiệu quả hoạt động của các cơng ty chứng khốn Việt Nam

Nguyễn Thị Hiền, Nguyễn Phương Luyến, “Quan điểm và định hướng về cho vay kinh doanh chứng khoán để đảm
bảo an toàn hoạt động của các ngân hàng thương mại”, Đề tài, Học viện Ngân hàng.
Okay, G. & Kose, A. (2015), “Financial Performance Analysis of Brokerage Firms Quoted on the Istanbul Stock
Exchange Using the TOPSIS Method of Analysis”, International Journal of Business and Social Science, Vol. 6,
No. 8(1), pp. 68-77
Ratul, M. R. R. (2019), “Report On Financial Performance Analysis of the Top Three Brokerage Firms in Bangladesh
and Ranking Based on Standardize Score Method”, truy cập ngày 15/8/2021, từ edu/41642554>
Trần Hồng Hà (2017), “Cơ chế ký quỹ giao dịch chứng khoán trên thị trường cơ sở- kinh nghiệm quốc tế và gợi ý về
giải pháp cho thị trường chứng khoán Việt Nam”, truy cập ngày 03/7/2021, từ < />?name=Book&op=ndetail&nc=28&n=899>
Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (2021), “Thị phần mơi giới”, truy cập ngày 10/4/2021, từ

< />47ef4>
Uỷ ban chứng khoán Nhà nước (2021), “Cơ sở dữ liệu công ty”, truy cập ngày 28/9/2021, từ < />faces/vi/vimenu/vipages_vicsdlcty/ctychungkhoan?_adf.ctrl-state=dmgokx98q_81&_afrLoop=21492517016000>
Văn Giáp (2021), “Cơng ty chứng khốn cẩn trọng khi cho vay ký quỹ”, truy cập ngày 15/8/2021, từ < />cong-ty-chung-khoan-can-trong-khi-cho-vay-giao-dich-ky-quy/201159.html>
Yang, D. and Wu. (2011), “The impact of margin trading on the liquidity and volatility of the securities market based
on the empirical research of the Shanghai security market”, The 2011 International Conference on Business
Management and Electronic Information, Institute of Electrical and Electronic Engineers, pp. 415-419.

36

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 235- Tháng 12. 2021