Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:16

Thêm vào BST

Báo xấu

19
lượt xem 7
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Ngày nay, các ngân hàng thương mại (NHTM) cũng như các định chế tài chính khác đóng một vai tro quyết định trong lưu thông tiền tệ và sự giàu có của xã hội, nó chiếm một vị tri đặc biệt quan trọng trong hệ thống tài chính. Vi vậy, hệ thống NHTM hoạt động an toàn và hiệu quả là vấn đề cần quan tâm. Bài nghiên cứu này nhằm nhận diện những nguyên nhân của rủi ro thanh khoản đối với hệ thống NHTM Việt Nam.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam

ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 277 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Nguyễn Thị Minh Hương Trường Đại học Tài chính - Kế toán Tóm tắt Ngày nay, các ngân hàng thương mại (NHTM) cũng như các định chế tài chính khác đóng một vai trò quyết định trong lưu thông tiền tệ và sự giàu có của xã hội, nó chiếm một vị trí đặc biệt quan trọng trong hệ thống tài chính. Vì vậy, hệ thống NHTM hoạt động an toàn và hiệu quả là vấn đề cần quan tâm. Bài nghiên cứu này nhằm nhận diện những nguyên nhân của rủi ro thanh khoản đối với hệ thống NHTM Việt Nam. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo thường niên của 26 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2015-2019. Kết quả nghiên cứu cho thấy rủi ro thanh khoản của hệ thống NHTM Việt Nam chịu tác động bởi các yếu tố sau: Quy mô ngân hàng, tỷ lệ cho vay trên huy động, tỷ lệ vốn, khả năng sinh lợi, tốc độ tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát; tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng không có ý nghĩa thống kê. Từ những kết quả đạt được trong nghiên cứu, tác giả đưa ra các gợi ý chính sách nhằm nâng cao khả năng thanh khoản cho các NHTM Việt Nam trong tương lai. Từ khóa: ngân hàng thương mại; rủi ro thanh khoản; Việt Nam. DETERMINANTS OF THE LIQUIDITY RISK OF COMMERCIAL BANKS SYSTEM IN VIET NAM Abstract Banks, as the most important financial institutions, have a determinant role in circulating currency and wealth of the society and enjoy a special position in financial system. Therefore, the desired and effective performance of banks is very important. The research tries to identify causes of liquidity risks for the system of Vietnamese commercial banks. Data for the research are collected from annual reports in the years 2015-2019 by 26 Vietnamese commercial banks. Research results show that liquidity risk of commercial banks system in Vietnam is affected by the following factors: Bank size, loan-to-deposit ratio, capital ratio, profitability, economy growth rate, and inflation; credit risk reserve ratio has no statistical significance. From the results of this study, the author gives policy suggestions to improve the liquidity of commercial banks in Vietnam in the future. Keywords: commercial banks; liquidity risk; Vietnam.
278 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 1. Giới thiệu Rủi ro thanh khoản (RRTK) là rủi ro nguy hiểm nhất trong các rủi ro của ngân hàng, nó không chỉ đe dọa sự an toàn của từng NHTM, mà còn liên quan đến sự an toàn của cả hệ thống ngân hàng. Chính vì ảnh hưởng lớn vừa mang tính cục bộ vừa mang tính toàn cầu của loại rủi ro này, quản trị RRTK trở thành một vấn đề thường trực mang tính sống còn cho ngành ngân hàng nói riêng và kinh tế nói chung. Tài liệu nghiên cứu riêng về RRTK khá phổ biến. Nghiên cứu thực nghiệm về quản trị RRTK nhằm ổn định ngân hàng (Acharya & Naqvi, 2012), hầu như các tác giả không chỉ mở rộng định nghĩa mà còn đưa ra các kỹ thuật quản trị RRTK. Các nghiên cứu về RRTK được xem là một trong các loại rủi ro ngân hàng như rủi ro tín dụng hoặc là một trong nhưng yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động ngân hàng (Bourke, 1989; Shen và cộng sự, 2009). Các nghiên cứu tiếp cận nguyên nhân gây ra RRTK (Bonfim & Kim, 2014; Bunda & Desquilbet, 2008; Gibilaro, Giannotti, & Mattarocci, 2010; Horváth, Seidler, & Weill, 2012; Skully & Perera, 2012; Vodová, 2011) nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK. Trên cơ sở kế thừa các nghiên cứu trước, tác giả phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK của các NHTM tại Việt Nam. Kết quả của nghiên cứu này đóng góp vào tài liệu khoa học trên các khía cạnh khác nhau. Thứ nhất: Nghiên cứu hệ thống hóa khung lý thuyết RRTK ngân hàng tại Việt Nam. Thứ hai: Nghiên cứu xác định các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng tại Việt Nam. Thứ ba: Trên cơ sở kế thừa mô hình nghiên cứu trước và có điều chỉnh các biến nghiên cứu cho phù hợp với tình hình Việt Nam, nghiên cứu đưa ra 6 yếu tố vào mô hình để đánh giá sự ảnh hưởng của 6 yếu tố này đến RRTK của hệ thống NHTM tại Việt Nam. Về mặt thực tiễn, kết quả của nghiên cứu giúp các nhà quản lý ngân hàng có một phương pháp tiếp cận và đo lường các yếu tố cơ bản ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng. Đồng thời, nghiên cứu bổ sung kết quả thực nghiệm về các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng tại Việt Nam. Đây là cơ sở để các nhà quản lý ngân hàng hoàn thiện khung chính sách quản lý và điều hành hệ thống ngân hàng ở cả khía cạnh vĩ mô và góc độ vi mô nhằm mục tiêu kiểm soát tốt RRTK cho hệ thống ngân hàng hiện nay. 2. Cơ sở lý luận 2.1. Khái niệm rủi ro thanh khoản Từ trước đến nay đã có nhiều khái niệm khác nhau về RRTK. Theo Rudolf Duttweiler (2010), RRTK có thể được hiểu là rủi ro khi NHTM không có khả năng thanh toán tại một thời điểm nào đó, hoặc phải huy động các nguồn vốn với chi phí cao để đáp ứng nhu cầu thanh toán; hoặc do các nguyên nhân chủ quan khác làm mất khả năng thanh toán của NHTM, theo đó nó sẽ kéo theo những hậu quả không mong muốn. Theo Baser Committee on Banking Supervision (1997), RRTK xuất phát từ việc ngân hàng không đủ khả năng gia tăng các khoản nguồn vốn để tài trợ cho việc gia tăng tài sản ngân hàng.
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 279 Như vậy, có thể hiểu RRTK là rủi ro ngân hàng gặp khó khăn trong việc thực hiện những nghĩa vụ cho các công nợ tài chính. RRTK phát sinh khi ngân hàng có thể không đủ khả năng thực hiện nghĩa vụ trả nợ khi những công nợ này đến hạn ở những thời điểm bình thường hoặc khó khăn hoặc ngân hàng phải chấp nhận huy động vốn với chi phí gia tăng để đảm bảo nghĩa vụ trả nợ. Dưới góc độ quản trị thanh khoản ngân hàng, thiếu hụt hay thặng dư đều diễn tả tình trạng mất cân bằng của ngân hàng. Thiếu hụt thanh khoản là việc ngân hàng không có đủ vốn để hoạt động. Hậu quả của thiếu hụt thanh khoản có thể gây ra những vấn đề trầm trọng cho sự tồn tại và phát triển của ngân hàng. Trong khi đó, thặng dư thanh khoản xảy ra khi nền kinh tế hoạt động kém hiệu quả, thiếu cơ hội kinh doanh và đầu tư. 2.2. Nguyên nhân gây ra rủi ro thanh khoản Theo Valla và Escorbiac (2006) cho rằng RRTK có thể đến từ bên tài sản nợ hoặc tài sản có, hoặc từ hoạt động ngoại bảng của bảng cân đối tài sản của NHTM. Theo Nguyễn Văn Tiến (2010), có ba nguyên nhân tiền đề khiến cho ngân hàng phải đối mặt với RRTK thường xuyên là: Thứ nhất, ngân hàng huy động và đi vay vốn thời gian ngắn, sau đó cứ tuần hoàn chúng để cho vay thời gian dài hơn. Do đó nhiều ngân hàng phải đối mặt với sự không trùng khớp về kỳ hạn đến hạn giữa tài sản có và tài sản nợ. Thứ hai, sự nhạy cảm của tài sản tài chính với thay đổi lãi suất. Khi lãi suất tăng, nhiều người gửi tiền sẽ rút tiền ra tìm kiếm nơi gửi khác có mức lãi suất cao hơn. Những người có nhu cầu tín dụng sẽ hoãn lại, hoặc rút hết số dư hạn mức tín dụng với lãi suất thấp đã thỏa thuận. Như vậy, thay đổi lãi suất ảnh hưởng đồng thời đến luồng tiền gửi cũng như luồng tiền vay, và cuối cùng là đến thanh khoản của ngân hàng. Thứ ba, ngân hàng luôn phải đáp ứng nhu cầu thanh khoản một cách hoàn hảo. Những trục trặc về thanh khoản sẽ làm xói mòn niềm tin của dân chúng vào ngân hàng. 2.3. Cách đo lường rủi ro thanh khoản RRTK được đo lường bằng hai phương pháp: các hệ số thanh khoản và khe hở tài trợ. Theo Vodová (2013), khe hở tài trợ được đo lường bằng cách lấy chênh lệch giữa các khoản tín dụng và huy động vốn chia cho tổng tài sản. Còn các hệ số thanh khoản là các hệ số khác nhau được tính toán từ bảng cân đối kế toán ngân hàng, thường được sử dụng để dự đoán diễn biến của thanh khoản. Phương pháp khe hở tài trợ là phương pháp thích hợp nhất trong phân tích định lượng, tác giả lựa chọn phương pháp này cho bài nghiên cứu. Nếu khe hở tài trợ là dương và ngân hàng có khe hở tài trợ lớn, khi đó sẽ buộc ngân hàng phải giảm tiền mặt dự trữ và các tài sản thanh khoản hoặc đi vay bổ sung trên thị trường tiền tệ, dẫn đến RRTK của ngân hàng sẽ tăng lên cao.
280 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 3. Tổng quan các nghiên cứu Căn cứ vào các lý thuyết thanh khoản, nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới đã phát hiện những nhân tố tác động đến thanh khoản của ngân hàng theo từng quốc gia, khu vực, thể chế chính trị… và được nhóm thành các nhân tố khác nhau, bao gồm: các nhân tố bên trong ngân hàng (quy mô tổng tài sản, nguồn tài trợ từ bên ngoài, vốn chủ sở hữu, các khoản nợ không thu hồi được, dự phòng rủi ro tín dụng, lợi nhuận, chênh lệch lãi suất…) và các nhân tố bên ngoài (lạm phát, tốc độ tăng trưởng GDP, thất nghiệp, cung tiền M2, khủng hoảng chính trị…). Bên cạnh đó, một vài nghiên cứu trên thế giới cũng phát hiện khủng hoảng tài chính toàn cầu là nhân tố quan trọng tác động đến thanh khoản của ngân hàng tại một số quốc gia như các nước vùng Caribbean (W.Moore, 2009; Bonfim và Kim, 2011), Cộng hòa Séc và Slovak (Vodová, 2013). Nếu dựa vào lý thuyết chuyển đổi thanh khoản của Bryant (1980) và Diamond và Dybvig (1983) thì đến nay chỉ có vài nghiên cứu thực nghiệm điển hình liên quan đến thanh khoản của ngân hàng, trong đó có nghiên cứu của Deep và Sheafer (2004), Berger và Bouwman (2009), C. Rauch và cộng sự (2010), Yi- Kai Chen và cộng sự (2014) và mới đây nhất là nghiên cứu của M. Umar và G. Sun (2016). Ở Việt Nam, nghiên cứu thực nghiệm của Trương Quang Thông (2013) với bộ dữ liệu bất cân xứng giai đoạn 2002-2011 của các NHTM Việt Nam về các nhân tố ảnh hưởng đến RRTK của hệ thống NHTM Việt Nam, qua đó đánh giá tình hình thanh khoản của hệ thống NHTM Việt Nam. Theo nghiên cứu này, RRTK được đo lường bằng phương pháp khe hở tài trợ. Dựa vào các phân tích hệ số R2, thống kê Durbin-Watson, kiểm định Hausman, tác giả đã lựa chọn phương pháp ước lượng mô hình tác động cố định (FEM) để phân tích hồi quy. Kết quả phân tích cho thấy, nhân tố ảnh hưởng đến RRTK bao gồm các yếu tố bên trong ngân hàng như: vay liên ngân hàng có tác động cùng chiều với RRTK, tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ vốn tự có trên nguồn vốn, quy mô tổng tài sản, dự trữ thanh khoản và các yếu tố kinh tế vĩ mô như: tăng trưởng kinh tế, lạm phát và cung tiền M2 đều có tác động ngược chiều với RRTK. Từ kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đã đưa ra hàm ý chính sách quan trọng trong trường hợp tăng vốn điều lệ ồ ạt theo quy định của Nhà nước đã tạo ra tác động không mong đợi như thừa thiếu thanh khoản, nên đòi hỏi những người thiết lập và thực thi chính sách phải tính đến những đặc thù, những tình huống riêng biệt của những ngân hàng, nhóm ngân hàng cụ thể trong quá trình gia tăng vốn điều lệ, tăng tổng tài sản của ngân hàng. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy độ trễ của chính sách vĩ mô như GDP và lạm pháp đều ảnh hưởng đến RRTK. Chẳng hạn như sự tăng trưởng kinh tế cao của năm trước sẽ làm gia tăng RRTK năm nay hoặc tỷ lệ lạm phát của năm trước tăng cao sẽ làm giảm RRTK của ngân hàng năm nay. Nghiên cứu của Vũ Thị Hồng (2015), sử dụng các hệ số khác nhau để đo lường thanh khoản của NHTM Việt Nam bao gồm NHTM Nhà nước, NHTM cổ phần và ngân hàng liên doanh với mẫu nghiên cứu gồm 37 ngân hàng trong giai đoạn 2006-2011. Kết quả hồi quy dữ liệu bất cân xứng với hai hiệu ứng Fixed Effect (FEM) và Ramdom Effect (REM), nghiên cứu
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 281 tìm thấy tác động của một số nhân tố đến thanh khoản của NHTM Việt Nam gồm các biến: tỷ lệ vốn chủ sở hữa trên tổng tài sản (ETA), tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROE) và tỷ lệ nợ xấu trên tổng cho vay (NPL) có mối quan hệ cùng chiều với thanh khoản; trong khi các biến quy mô tài sản (SIZE) và tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng cho vay (LLPTL) có mối tương quan ngược chiều với thanh khoản. Tuy nhiên, nghiên cứu chỉ tập trung phân tích tác động của biến nội tại của ngân hàng với dữ liệu quan sát ít và trong thời gian ngắn mà không xem xét tác động của các nhân tố bên ngoài, trong khi giai đoạn nghiên cứu lại có rất nhiều biến động của nền kinh tế vĩ mô như: nền kinh tế suy giảm mạnh, thất nghiệp tăng cao, lạm phát tăng đột biến, khủng hoảng tài chính toàn cầu có thể là những nhân tố tác động mạnh đến thanh khoản của NHTM Việt Nam. Mặt khác, mặc dù sử dụng mô hình động nhưng nghiên cứu không tính đến khả năng có biến nội sinh trong mô hình vốn thường khiến cho các ước lượng FEM và REM không đảm bảo hiệu quả bền vững. Từ những nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về phương pháp đo lường thanh khoản và các nhân tố tác động đến thanh khoản của NHTM, tác giả hệ thống lại các nhân tố ảnh hưởng đến thanh khoản của NHTM. 4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 4.1. Cơ sở dữ liệu Nghiên cứu sử dụng dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính hợp nhất hàng năm của 26 NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2015-2019. Riêng các biến kinh tế vĩ mô, tác giả lấy từ nguồn dữ liệu của Ngân hàng Thế giới, Tổng cục Thống kê Việt Nam. 4.2. Phương pháp nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu sử dụng là phương pháp nghiên cứu định lượng, dữ liệu trong nghiên cứu vừa theo thời gian và vừa theo không gian nên phương pháp hồi quy dữ liệu bảng được sử dụng. Đối với phân tích hồi quy bằng dữ liệu bảng có thể sử dụng 3 mô hình đó là: mô hình Pooled OLS, mô hình FEM (Fixed Effects Model) và mô hình REM (Random Effects Model). - Mô hình Pooled OLS: Mô hình này bỏ qua kích thước dữ liệu gộp theo không gian và thời gian mà chỉ ước lượng mô hình hồi quy OLS thông thường nên không kiểm soát được đặc điểm riêng của từng ngân hàng trong nghiên cứu. - Mô hình FEM (Mô hình các ảnh hưởng cố định): Với giả định mỗi thực thể đều có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng đến các biến giải thích, FEM phân tích mối tương quan này giữa phần dư của mỗi thực thể với các biến giải thích qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt (không đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để có thể ước lượng những ảnh hưởng thực của biến giải thích lên biến phụ thuộc. - Mô hình REM (Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên): Mô hình hồi quy theo hình thức tiếp cận ảnh hưởng ngẫu nhiên. Ý tưởng của tiếp cận này cho rằng sự khác biệt về điều kiện đặc thù của các đơn vị chéo được chứa đựng trong sai số ngẫu nhiên. Đặc điểm riêng giữa các thực thể được giả sử là ngẫu nhiên và không tương quan đến các biến giải thích.
282 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán Để phân tích tác động của các yếu tố đến RRTK của hệ thống các NHTM tại Việt Nam, tác giả tiến hành ước lượng lần lượt với 3 mô hình: Mô hình Pooled OLS, mô hình FEM, mô hình REM. Sau đó, tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Wald và kiểm định Hausman-test để lựa chọn mô hình Pooled OLS, mô hình với hiệu ứng Fixed Effects (FEM) hay Random Effects (REM) là phù hợp hơn trong nghiên cứu này. Sau khi xác định được mô hình phù hợp, tác giả thực hiện loại bỏ biến thừa ra khỏi mô hình và ước lượng lại mô hình để đưa ra phương trình hồi quy. Ta có, giả thiết: Ho: Không có tương quan chuỗi giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (chọn ECM hay REM) H1: Có tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (chọn FEM) Miền bác bỏ Ho là P_value (Hausman) < 5% Đã có nhiều công trình nghiên cứu khác nhau liên quan đến RRTK tại NHTM như đã trình bày ở phần nghiên cứu thực nghiệm. Kế thừa từ những nghiên cứu trên, để xác định các yếu tố tác động đến RRTK tại các NHTM Việt Nam, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu tổng thể có dạng như sau: LIQi,t= β0 + β1SIZEi,t + β2SIZE2i,t + β3LDRi,t + β4LLRi,t + β5CAPi,t + β6ROEi,t + β7GDPt + β8INFt + β9GDPt-1 + β10INFt-1 + εi,t Trong đó: Biến phụ thuộc LIQi,t: RRTK ngân hàng i năm t (Khe hở tài trợ = chênh lệch bình quân giữa các khoản tín dụng và huy động vốn trên tổng tài sản) Các biến độc lập: SIZEi,t: Quy mô ngân hàng i tại thời điểm t (logarit của tổng tài sản); SIZE2i,t: Quy mô ngân hàng i tại thời điểm t bình phương (logarit của tổng tài sản bình phương); biến này được đưa vào mô hình với giả định tồn tại một mối quan hệ phi tuyến tính giữa tổng tài sản và rủi ro thanh khoản (Dinger, 2009). LDRi,t: Tỷ lệ cho vay trên huy động của ngân hàng i tại thời điểm t (giá trị tổng cho vay/tổng huy động ngắn hạn). Trong đó, nguồn vốn huy động ngắn hạn bao gồm tiền gửi khách hàng và tiền huy động được từ các tổ chức tín dụng khác hay trên thị trường tài chính. LLRi,t: Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng i tại thời điểm t (giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng/tổng cho vay); CAPi,t: Tỷ lệ vốn ngân hàng i tại thời điểm t (vốn chủ sở hữu/tổng nguồn vốn); ROEi,t: Khả năng sinh lợi ngân hàng i tại thời điểm t (lợi nhuận sau thuế/tổng tài sản) GDPt: Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t (được tính bằng logarit tự nhiên của thu nhập quốc nội thực tế hàng năm); INFt: Tỷ lệ lạm phát tại thời điểm t (được tính theo chỉ số giá tiêu dùng CPI theo năm, xác định tại thời điểm cuối mỗi năm so với tháng 12 của năm trước đó). Khi ước lượng mô hình hồi quy thì INF được tính bằng logarit tự nhiên của tỷ lệ lạm phát hàng năm.
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 283 Bên cạnh đó, để ước lượng tác động của độ trễ của chính sách kinh tế vĩ mô, tác giả đưa vào mô hình biến GDPt-1 và INFt-1, tức là tăng trưởng GDP và thay đổi lạm phát (INF) của năm trước đó. Giả thuyết nghiên cứu cho từng yếu tố: Quy mô ngân hàng Thực tế cho thấy, đối với các NHTM có lượng vốn dồi dào sẽ có những chiến lược phát triển nhằm tối đa lợi nhuận và có cơ hội cho vay những khoản vay lớn, điều này dễ dẫn đến rủi ro, trong đó có RRTK. Tuy nhiên, nếu NHTM có quy mô vốn lớn sẽ có khả năng chống đỡ và vượt qua RRTK tốt hơn đối với các NHTM có quy mô vốn nhỏ. Do đó, quy mô vốn của các NHTM có ảnh hưởng đến khả năng thanh khoản. Trong nghiên cứu của Akhtar và cộng sự (2011), Ahmed và cộng sự (2011) đã tìm ra mối quan hệ dương giữa quy mô ngân hàng và khả năng thanh khoản của nó, tức là ngân hàng nào có tổng tài sản có càng lớn thì khả năng thanh khoản sẽ càng cao. Ngược lại, Abdullah và Khan lại tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô ngân hàng và khả năng thanh khoản, có nghĩa là ngân hàng mà có tổng tài sản càng cao thì khả năng thanh khoản lại càng giảm. Tổng hợp lại, giả thuyết thứ nhất được đưa ra trong bài nghiên cứu này như sau: H1: Quy mô ngân hàng (SIZEi,t) tác động cùng chiều hoặc ngược chiều đến RRTK của ngân hàng. Tỷ lệ cho vay trên huy động ngắn hạn Tỷ lệ cho vay trên huy động ngắn hạn càng lớn chứng tỏ ngân hàng cho vay cao hơn nhiều so với nguồn vốn huy động được. Vì vậy, lúc ngân hàng gặp khó khăn về thanh khoản sẽ rất khó huy động được những nguồn vốn rẻ nếu cho vay quá nhiều, làm cho khả năng thanh khoản sẽ giảm đi. Ngược lại, trong trường hợp tỷ số này thấp chứng tỏ ngân hàng cho vay ít hơn so với nguồn vốn huy động được hoặc có thể có các nguồn khác như vay trên thị trường liên ngân hàng, phát hành giấy tờ có giá…, làm cho khả năng thanh khoản của ngân hàng tăng (Golin, 2001). Các nghiên cứu trước của nhiều tác giả như Aspachs và cộng sự (2005), Bonfim và Kim (2011), Indriani (2004), Golin (2001) đều cho thấy mối tương quan dương giữa tỷ lệ cho vay trên huy động ngắn hạn với RRTK ngân hàng. Vì vậy, nghiên cứu này cũng kỳ vọng sẽ tìm ra mối tương quan dương giữa tỷ số này và RRTK ngân hàng. H2: Tỷ lệ cho vay trên huy động ngắn hạn (LDRi,t) có tác động cùng chiều đến RRTK của ngân hàng. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Dự phòng rủi ro tín dụng là khoản tiền được trích lập để dự phòng cho những tổn thất có thể xảy ra do khách hàng của tổ chức tín dụng không thực hiện nghĩa vụ theo cam kết vay. Đa số các nghiên cứu trước của các tác giả Lucchetta (2007), Sufian và Chong (2008), Vong và Chan (2009) đều cho thấy mối tương quan dương giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng và
284 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán RRTK của các ngân hàng. Vì vậy, nghiên cứu này cũng kỳ vọng sẽ tìm ra mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng với RRTK ngân hàng. H3: Rủi ro tín dụng (LLRi,t) có tác động cùng chiều đến RRTK của ngân hàng. Tỷ lệ vốn (vốn chủ sở hữu/tổng nguồn vốn) Tỷ lệ vốn thể hiện tình trạng đủ vốn và sự an toàn, lành mạnh về tài chính của một ngân hàng. Tỷ số này thấp chứng tỏ ngân hàng sử dụng đòn bẩy tài chính cao, điều này chứa đựng rất nhiều rủi ro và có thể làm cho lợi nhuận của ngân hàng giảm khi chi phí vốn vay cao. Các nghiên cứu của các tác giả Bunda (2003), Vodová (2011), Bonfim và Kim (2009), Aspachs và cộng sự (2005), Repullo (2003), Dewatripont và Tirole (1993), Gorton và Huang (2004), Thakor (1996), Indriani (2004) đều cho thấy kết quả không giống nhau về tỷ lệ vốn chủ sở hữu và RRTK của ngân hàng. Nghiên cứu này kỳ vọng rằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu sẽ có mối tương quan âm với RRTK của các ngân hàng. H4 : Tỷ lệ vốn (CAPi,t) có tác động ngược chiều đến RRTK của ngân hàng. Khả năng sinh lợi Đa số các nghiên cứu trước đều sử dụng tỷ lệ Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản để đánh giá khả năng thanh khoản của các NHTM. Có nghiên cứu tìm ra tác động cùng chiều của khả năng sinh lợi với khả năng thanh khoản của các ngân hàng (Như nghiên cứu của Bonfim và Kim, 2011; Bunda và Desquylbet, 2008; Bryant, 1980; Diamond và Dybvig, 1983). Nhưng cũng có nghiên cứu tìm ra tác động ngược chiều của khả năng sinh lợi với khả năng thanh khoản (Như nghiên cứu của Aspachs và cộng sự, 2005; Rauch và cộng sự, 2009; Vodová, 2011; Lucchetta, 2007). Trong nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản sẽ có tác động cùng chiều với RRTK của ngân hàng. H5: Khả năng sinh lợi (ROEi,t) có tác động cùng chiều đến RRTK. Tăng trưởng kinh tế Về mặt lý thuyết, ngân hàng tăng dự trữ thanh khoản trong thời kỳ kinh tế suy thoái, khi mà cho vay sẽ gặp nhiều rủi ro hơn; ngược lại, trong thời kỳ tăng trưởng kinh tế, ngân hàng lại có xu hướng giảm dự trữ thanh khoản để có thể cho vay nhiều hơn, trong khi huy động có thể giảm sút, từ đó làm gia tăng khe hở tài trợ, gia tăng RRTK (Chung-Hua Shen và cộng sự, 2009). Dinger (2009) cho rằng việc giữ tài sản thanh khoản có quan hệ ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Trong mô hình nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng quan hệ cùng chiều giữa tăng trưởng kinh tế và RRTK. H6: Tăng trưởng GDPt có tác động cùng chiều đến RRTK tại ngân hàng. Tỷ lệ lạm phát Mối quan hệ gữa lạm phát và RRTK ngân hàng là một chủ đề còn khá nhiều tranh luận. Perry (1992) chỉ ra quan hệ giữa thanh khoản và hiệu năng ngân hàng tùy thuộc vào mức độ kỳ vọng lạm phát. Nếu lạm phát được kỳ vọng hoàn toàn, ngân hàng có thể điều chỉnh lãi suất để gia tăng thu nhập lãi nhanh hơn so với mức độ gia tăng của chi phí lãi. Ngân
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 285 hàng do đó có thể gia tăng các khoản cho vay, trong khi đó áp lực cạnh tranh, các hoạt động huy động vốn có thể sụt giảm, do đó làm gia tăng khe hở tài trợ, gia tăng RRTK. Nghiên cứu của Vodová (2011, 2013a, 2013b) cho thấy mức độ thay đổi lạm phát có tác động cùng chiều với RRTK. Trong nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng một mối quan hệ cùng chiều hoặc ngược chiều giữa lạm phát và RRTK. H7: Tỷ lệ lạm phát INF t có tác động cùng chiều hoặc ngược chiều đến RRTK tại ngân hàng. 5. Kết quả nghiên cứu 5.1. Kết quả thống kê mô tả Kết quả thống kê mô tả, đo lường bằng các đại lượng đặc trưng đối với các biến nghiên cứu được thể hiện ở Bảng 1. Bảng 1. Kết quả thống kê mô tả Biến Số quan sát Giá trị trung bình Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất LIQ 130 0,4736 0,8231 0,1236 SIZE 130 22,2453 27,3451 19,1246 LDR 130 0,8743 1,7892 0,2513 LLR 130 0,0208 0,0689 0,0007 CAP 130 0,2173 0,7420 0,0291 ROE 130 0,1355 0,4617 0,0094 GDP 5 6,76 7,08 6,21 INF 5 6,575 3,54 0,63 Nguồn: Theo tính toán của tác giả RRTK (LIQ): Khe hở tài trợ bình quân chung của 26 ngân hàng là 0,4736; trung bình của ngân hàng cao nhất là 0,8231 và thấp nhất là 0,1236. Các ngân hàng có rủi ro thanh khoản tập trung chủ yếu là các ngân hàng có quy mô vốn vừa và nhỏ. Quy mô ngân hàng (SIZE): Logarit tổng tài sản của 26 ngân hàng bình quân là 22,2453. Giá trị lớn nhất là 27,3451; giá trị nhỏ nhất là 19,1246. Tỷ lệ cho vay trên huy động của ngân hàng (LDR): Các ngân hàng có giá trị tổng cho vay trên tổng huy động ngắn hạn cao, bình quân chiếm tới 87,43%. Bình quân ngân hàng có giá trị tổng cho vay trên tổng huy động ngắn hạn cao nhất là 1,7892 và thấp nhất là 0,2513. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLR): Giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng cho vay của các ngân hàng ở mức thấp, bình quân là 2,08%. Tỷ lệ vốn ngân hàng (CAP): Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn của các ngân hàng bình quân chung là 0,2173; trung bình cao nhất là 0,7420 và thấp nhất là 0,0291. Khả năng sinh lợi của ngân hàng (ROE): Tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản của các ngân hàng bình quân là 0,1355; trung bình cao nhất là 0,4617 và thấp nhất là 0,0094.
286 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán Các nhân tố bên ngoài hệ thống ngân hàng (GDP, INF): Trong giai đoạn 2015-2019, kinh tế Việt Nam tăng trưởng với tốc độ tăng bình quân khoảng 6,76%; lạm phát trung bình là 6,575%. 5.2. Kết quả phân tích hồi quy Tác giả tiến hành phân tích hồi quy đa biến bằng phương pháp phân tích dữ liệu bảng lần lượt ước lượng với mô hình Pooled OLS, mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM) và các ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Sau đó, tiến hành kiểm định Wald và kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình Pooled OLS, mô hình FEM hay mô hình REM. - Kiểm định Wald Hồi quy OLS có hiện tượng tự tương quan làm cho các giá trị kiểm định hệ số các biến giải thích không chính xác và kiểm định Wald cho giá trị F là 71,5657 với P-value = 0,000 < 0,05 nên ta kết luận bác bỏ giả thuyết H0 (các hệ số trục tung như nhau giữa các biến giải thích), tức là các hệ số khác nhau giữa các biến giải thích. Như vậy, phương pháp ước lượng FEM và REM sẽ lựa chọn tốt hơn so với Pooled OLS. - Kiểm định Hausman-test Để kiểm định xem mô hình Fixed effects hay Random effects là mô hình phù hợp hơn trong việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến RRTK của các NHTM Việt Nam ta sử dụng kiểm định Hausman-test. Kết quả cho thấy: Giá trị P-value trong kiểm định Hausman = 0,095 > 0,05; từ đó có thể đi đến kết luận chấp nhận giả thiết H0, nghĩa là mô hình Random effects là mô hình phù hợp hơn trong nghiên cứu. Kết quả phân tích hồi quy với mô hình REM được trình bày trong bảng 2: Bảng 2. Kết quả hồi quy với mô hình REM Biến Hệ số hồi quy Giá trị kiểm định P β0 1,3622 (0,0000)*** SIZE -0,9658 (-0,0014)*** SIZE2 0,0098 (0,0007)*** LDR 0,4950 (0,0050)*** LLR 0,1327 (0,9065) CAP -7,9879 (-0,0082)*** ROE 2,2315 (0,0053)*** GDP -4,8392 (-0,0025)*** GDPt-1 1,5579 (0,0001)*** INF -0,4067 (-0,5011)
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 287 INFt-1 -0,5839 (-0,0011)*** R-Squared 0,4344 F-Stat. 36,5435 Durbin-Watson 1,8623 VIF 1,7019 Số quan sát (Observations) 130 Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Ghi chú: *, **, *** chỉ ra các hệ số hồi quy lần lượt có ý nghĩa thống kê tại 10%, 5%, 1% - Kiểm định hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến VIF (variance inflation factor) là chỉ tiêu được dùng để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình hồi quy. Nếu VIF > 10 sẽ có hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả hồi quy trên cho VIF đều nhỏ hơn 10, cụ thể VIF = 1,7019. Như vậy, hoàn toàn không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình Random effect. Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan trong kinh tế lượng thường dùng chỉ tiêu Durbin Watson, nếu chỉ tiêu này nằm trong khoảng (1,5-2,5) (Baltagi, 2005) thì mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tự tương quan. Kết quả cũng cho thấy chỉ tiêu D-W nằm trong khoảng xác định, cụ thể là bằng 1,8623; nghĩa là mô hình Random effect hoàn toàn không bị hiện tượng tự tương quan. - Kiểm định phương sai sai số Để kiểm định phương sai sai số có đồng nhất hay không ta thường sử dụng biểu đồ phân tán Scatter. Nếu giá trị các phần dư tập trung xung quanh giá trị 0 thì không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Như vậy, biểu đồ phân tán cho thấy không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Hình 1. Kết quả kiểm định phương sai sai số bằng biểu đồ phân tán RESID 100 80 60 40 20 0 -20 BIDV - 16 BIDV - 18 VIETTIN - 16 VIETTIN - 18 MB - 15 MB - 17 MB - 19 VCB - 15 VCB - 17 VCB - 19 ACB - 15 ACB - 17 ACB - 19 SHB - 15 SHB - 17 SHB - 19 DONGA - 16 DONGA - 18 EIB - 15 EIB - 17 EIB - 19 NCB - 16 NCB - 18 SACOM - 16 SACOM - 18
288 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả - Ước lượng với mô hình REM sau khi loại bỏ biến thừa Trong mô hình REM, kết quả hồi quy cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng thanh khoản của NHTM bao gồm quy mô ngân hàng (SIZE, SIZE2), tỷ lệ cho vay trên tổng huy động ngắn hạn (LDR), tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn (CAP), tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản (ROE); trong khi đó, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng không có ý nghĩa thống kê. Trong đó, CAP có tác động mạnh nhất và ngược chiều đến RRTK của các NHTM Việt Nam với mức ý nghĩa 1%, phù hợp với giả thuyết ban đầu và nghiên cứu của Ahmed (2011), Avoda (2011). Cụ thể là, nếu ngân hàng có thể duy trì ổn định nguồn vốn chủ sở hữu thì khả năng thanh khoản của ngân hàng có thể được đảm bảo, mỗi sự suy giảm của nguồn vốn chủ sở hữu dù là ít chăng nữa cũng có thể gây nên hậu quả là ngân hàng thiếu thanh khoản và có thể dẫn đến sự đổ vỡ. ROE (lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản) có tác động mạnh thứ hai và cùng chiều đến RRTK với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu và nghiên cứu của các tác giả Bonfim và Kim (2011), Bunda và Desquylbet (2008), Bryant (1980), Diamond và Dybvig (1983), Calomiris và Kahn (1991). Tiếp đó, quy mô ngân hàng (SIZE, SIZE2) cũng có ảnh hưởng đến RRTK của các NHTM Việt Nam với mức ý nghĩa 1%. Hệ số ước lượng SIZE âm, trong khi biến SIZE2 lại có hệ số hồi quy dương. Kết quả này có nghĩa là quy mô tài sản có tác động ngược chiều đến rủi ro thanh khoản, nhưng quy mô tổng tài sản bình phương tác động cùng chiều đến rủi ro thanh khoản. Điều này cho thấy rằng quy mô tài sản có quan hệ phi tuyến tính với rủi ro thanh khoản, lúc đầu khi tăng quy mô sẽ làm giảm rủi ro thanh khoản, tuy nhiên nếu ngân hàng tiếp tục tăng quy mô kéo dài đến một mức nào đó thì sẽ làm tăng rủi ro thanh khoản. Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu và nghiên cứu của Deléchat và cộng sự (2012), Trương Quang Thông (2013). Cuối cùng, sự so sánh giữa tổng cho vay và tổng huy động được trong ngắn hạn cũng cho thấy có những ảnh hưởng lớn đến RRTK với mức ý nghĩa 1%. Nếu các ngân hàng chỉ quan tâm đến việc cho vay nhiều mà không quan tâm đến nguồn vốn huy động được thì chắc chắn trong một giai đoạn nào đó sẽ gây ra thiếu hụt thanh khoản và từ đó có thể gây ra những hậu quả rất nghiêm trọng. Điều đó cũng có nghĩa là nếu các ngân hàng có những biện pháp cân đối giữa nguồn huy động được và cho vay trong ngắn hạn thì có thể tháo gỡ được rất nhiều khó khăn liên quan đến RRTK. Kết quả này cũng tương đồng với các nghiên cứu thực nghiệm của Abdullah và Khan (2010), Vodová (2011) và phù hợp với giả thuyết ban đầu. Đối với các yếu tố bên ngoài ngân hàng, tác giả thấy rằng cả GDP và GDPt- 1 đều có ảnh hưởng đến RRTK, tuy nhiên GDP ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê âm đến LIQ, còn GDPt- 1 ảnh hưởng có ý nghĩa dương. Điều này thể hiện tăng trưởng kinh tế cao hơn của năm hiện hành sẽ làm giảm RRTK, nhưng sự tăng trưởng kinh tế cao hơn của năm trước sẽ làm gia tăng RRTK. Bên cạnh đó, kết quả phân tích cũng cho thấy sự tăng cao hơn của tỷ lệ làm phát của năm trước INFt-1 sẽ ảnh hưởng theo hướng làm giảm RRTK của năm nay hay nói cách khác
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 289 sự thay đổi lạm phát của năm nay không có ảnh hưởng đến RRTK trong năm đó nhưng có ảnh hưởng làm giảm RRTK của năm sau đó. 6. Kết luận và một số gợi ý Từ kết quả nghiên cứu có thể rút ra một số vấn đề khuyến nghị nhằm quản trị các nhân tố ảnh hưởng đến RRTK của ngân hàng vừa đảm bảo cho ngân hàng hoạt động an toàn vừa có khả năng sinh lợi. 6.1. Đối với các nhân tố đặc trưng của ngân hàng Từ kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra hàm ý nhằm quản trị các nhân tố đặc trưng ảnh hưởng đến RRTK của ngân hàng như sau: Thứ nhất, quy mô ngân hàng có quan hệ tuyến tính đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng. Trong thời gian qua, các ngân hàng có quy mô tài sản nhỏ đã tăng vốn vượt bậc với những lý do: do chuyển đổi từ NHTM nông thôn sang NHTM đô thị, tăng vốn do yêu cầu của hội nhập kinh tế, tăng vốn do tăng trưởng tín dụng cao và đặc biệt là tăng vốn do yêu cầu tăng vốn điều lệ theo qui định của Nghị định 141/2006/NĐ-CP ngày 21/11/2006 của Chính phủ chủ yếu tác động đến ngân hàng quy mô tài sản nhỏ. Có thể nhận định rằng ở Việt Nam, các NHTM đều đang ở giai đoạn đầu tiên của quá trình phát triển nên cần phải nỗ lực quản lý vốn có hiệu quả để ngày càng phát triển hơn. Do đó, việc quản lý vốn trong ngân hàng cần có chương trình quản lý vốn hiệu quả, cần cải thiện năng lực trong đánh giá đúng về mức độ an toàn của vốn; phân bổ và quản trị vốn hiệu quả hơn và tiết kiệm vốn hơn; đo lường hiệu quả hoạt động và quản lý dựa trên giá trị. Đồng thời, các ngân hàng cũng cần phải duy trì một cấu trúc vốn hợp lý hơn, bằng cách tăng cường hơn tỷ trọng huy động từ công chúng và các doanh nghiệp, tổ chức, hạn chế một cơ cấu nguồn vốn quá nghiêng về tỷ trọng vay mượn trên thị trường liên ngân hàng. Thứ hai, nghiên cứu cho thấy tỷ lệ cho vay trên huy động ngắn hạn có tác động cùng chiều đến RRTK của các NHTM trong giai đoạn 2015-2019. Theo Thông tư 22/2019/TT- NHNN, ngân hàng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài phải duy trì tỷ lệ dự trữ thanh khoản tối thiểu là 10% và tỷ lệ khả năng chi trả trong vòng 30 ngày là 50%. Do đó, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) cần có cơ chế kiểm tra giám sát chặt chẽ việc các NHTM nghiêm túc chấp hành thông tư này nhằm nâng cao chất lượng của việc quản lý RRTK ngân hàng. Từ đó, NHNN dần đưa các tiêu chuẩn quốc tế về quản trị RRTK theo Basel II và Basel III vào các NHTM Việt Nam giúp hoạt động ngân hàng ở Việt Nam ngày càng hiệu quả và lành mạnh hơn. Thứ ba, kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn tác động ngược chiều đến RRTK. Điều này cho thấy vai trò quan trọng của vốn chủ sở hữu, thể hiện năng lực tự chủ tài chính và sức mạnh nội lực để ổn định thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Do đó, để giảm RRTK các NHTM Việt Nam cần gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn thông qua tăng vốn chủ sở hữu nhằm đảm bảo lành mạnh tài chính và duy trì ổn định thanh khoản cho ngân hàng. Tuy nhiên, các ngân hàng cần xây dựng chiến lược tăng vốn chủ sở hữu phù hợp với quy mô của từng ngân hàng, từng giai đoạn phát triển. Song song
290 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán đó, tăng vốn chủ sở hữu phải đi kèm với sử dụng vốn hợp lý để đảm bảo sự phát triển bền vững và giảm bị áp lực về cổ tức đối với các cổ đông. Thứ tư, kết quả nghiên cứu cho thấy lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản có mối quan hệ cùng chiều với RRTK. Lợi nhuận cao, dẫn đến tỷ suất sinh lợi cao sẽ tạo điều kiện cho ngân hàng tích lũy vốn và nâng cao năng lực tài chính. Tuy nhiên, đối với các NHTM Việt Nam thì lợi nhuận chủ yếu vẫn dựa vào hoạt động tín dụng, chênh lệch lãi suất cho vay và huy động. Hoạt động có sự đánh đổi giữa RRTK và lợi nhuận, ngân hàng muốn có lợi nhuận cao đồng nghĩa với việc ngân hàng giữ ít tài sản thanh khoản, có nghĩa ngân hàng sử dụng phần lớn tiền gửi ngắn hạn với mục đích cho vay dài hạn thì càng dễ xảy ra nguy cơ RRTK. Điều này hàm ý rằng các nhà quản trị ngân hàng cần phải cân bằng giữa mục tiêu lợi nhuận và RRTK. 6.2. Đối với các nhân tố bên ngoài Thứ nhất, kết quả cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) tác động ngược chiều đến RRTK ở năm hiện tại và tác động cùng chiều với RRTK ở năm sau đó. Kết quả nghiên cứu hàm ý rằng cần phải xây dựng chiến lược kinh doanh dài hạn và ổn định, trong đó nhấn mạnh đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng phải dựa vào tính đặc thù của từng nguồn vốn, khả năng tài chính để đáp ứng cho nhu cầu tăng trưởng tín dụng của từng ngân hàng, chứ không dựa hoàn toàn vào tốc độ tăng trưởng của nền kinh tế hay tăng trưởng một vài thị trường nào đó để qua đó tăng trưởng tín dụng, từ đó làm gia tăng khe hở chuyển đổi thanh khoản và gây nguy cơ RRTK. Thứ hai, kết quả kiểm định mô hình cho thấy lạm phát (INF) không ảnh hưởng đến RRTK ở năm hiện tại nhưng có tác động ngược chiều đến RRTK ở năm sau đó. Điều này đặt ra vai trò của Chính phủ, NHNN trong việc thiết lập, thực thi một cách thận trọng và kiên định những chính sách, tạo niềm tin cho công chúng. NHNN phải thực sự là một cơ quan quản lý và giám sát đáng tin cậy, đặc biệt là thông qua những tín hiệu, thông điệp về các chính sách, giải pháp kinh tế. Một khi mà NHNN chứng minh tính kiên định trong việc thực thi chính sách mục tiêu lạm phát đã công bố, lòng tin của thị trường có thể được củng cố, thì các NHTM Việt Nam mới sử dụng nguồn lực tài sản có hiệu quả vừa đảm bảo thanh khoản vừa đảm bảo khả năng sinh lợi. Tài liệu tham khảo Abdullah, A., & Khan, A. Q. (2012), ‘Liquidity risk management: a comparative study between domestic and foreign banks in Pakistan’, Journal of Managerial Sciences Volume VI Number, 1, 62. Acharya, V. & Naqvi, H. (2012), ‘The seeds of a crisis: A theory of bank liquidity and risk taking over the business cycle’, Journal of Financial Economics, 106, 349-366. Ahmed và cộng sự (2011), ‘Risk management practices and Islamic Banks: An empirical investigation from Pakistan’, Interdiscip. J. Res. Bus., vol. 1, no. 6, pp. 50-57.
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 291 Akhtar và cộng sự (2011), ‘Liquidity risk management: A comparative study between conventional and Islamic Banks of Pakistan’, Interdiscip. J. Res. Bus., vol. 1, no. 1, pp.35-44. Aspachs và cộng sự (2005), ‘Liquidity, Banking Regulation and macroeconomics. Proof of shares, bank liquidity from a panel the bank’s Ukresident, Bank of England working paper’, Unpublished manuscript, BIS. Báo cáo thường niên của 26 NHTM Việt Nam. Basel Committee on Banking Supervision (1997), ‘Core Principles for Effective Banking Supervision’, Bank for International Settlements. Bonfim, D. & Kim, M. (2008), ‘Liquydity risk in banking: Is there herding?’, International Economic Journal, vol. 22, no. 3, pp. 361-386. Bourke, P. (1989), ‘Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North America and Australia’, Journal of Banking & Finance, 13(1), 65-79. Bryant, J. (1980), ‘A Model of Reserves, Bank Runs, and Deposit Insurance’, Journal of Banking and Finance 4:335–44. Bunda, I., & Desquilbet, J.-B. (2008), ‘The bank liquidity smile across exchange rate regimes’, International Economic Journal, 22(3), 361-386. Diamond, D. W. & Dybvig, P. H. (1983), ‘Bank Runs, Deposit Insurance, and Liquidity’, The Journal of Political Economy, 91, 401-419. Dinger & Valeriya (2009), ‘Do Foreign-Owned Banks Affect Banking System Liquidity Risk?’, Journal of Comparative Economics, Vol. 37, pp.647-657. Gorton G. & Huang, L. (2004), ‘Liquidity, Efficiency and bank bailouts’, American Economic review, Vol. 4, No. 3, pp. 455-483. Lucchetta, M. (2007), ‘What Do Data Say About Monetary Policy, BankLiquidity and Bank Risk Taking?’, Economic Notes by Banca Montedei Paschi di Siena SpA, vol. 36, no. 2, pp. 189-203. Nguyễn Văn Tiến (2010), ‘Quản trị rủi ro trong kinh doanh ngân hàng’, NXB Thống kê. Perry, P. (1992), ‘Do Banks Gain or Lose from Inflation?’, Journal of Retails Banking, Vol.14, 25-30. Repullo, R. (2003), ‘Liquidity, risk taking and the lender of last resort’, CEMFI Madrid, 2003. Shen và cộng sự (2009), ‘Bank liquidity risk and performance’, Paper presented at the 17th Conference on the Theories and Practices of Securities and Financial Markets, Hsi- Tze Bay, Kaohsiung, Taiwan.
292 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán Sufian, F., & Chong, R. R. (2008), ‘Determinants of bank profitability in a developing economy: Empirical evidence from the Philippines’, Asian academy of management journal of accounting and finance, 4(2), 91-112. Trương Quang Thông (2013), ‘Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam’, Tạp chí Phát triển kinh tế số 275, 50-62. Umar & Sun (2016), ‘Determinants of different types of bank liquidity: evidence from BRICS countries’, China financial Review International, Vol. 6 No. 4, 2016, pp. 380-403. Valla, N. và cộng sự (2006), ‘Bank liquidity and financial stability’, Financial Stability Review, Banque de France, issue 9, pages 89-104. Vodová, P. (2011), ‘Liquidity of Czech commercial banks and its determinants’, International Journal of Mathematical Models and Methods in Applied Sciences, 6(5), 1060-1067. Vodová. P. (2013a), ‘Determinants of commercial banks’ liquidity in Hungary’, working paper. Vodová. P. (2013b), ‘Determinants of commercial banks’ liquidity in Poland’, proceedings of the 30th International Conference Mathematical Methods in Economics. Vũ Thị Hồng, ‘Các yếu tố ảnh hưởng đến thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam’, Tạp chí Phát triển và Hội nhập, Số 23 (33). Website Ngân hàng Thế giới: https://www.worldbank.org. Website Tổng cục Thống kê: https://www.gso.gov.vn.