Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng nghiên cứu thực nghiệm: Trường hợp Việt Nam

Nội dung text: Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng nghiên cứu thực nghiệm: Trường hợp Việt Nam

1. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN NGÂN HÀNG NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM: TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM THE DETERMINANTS OF BANK LIQUIDITY RISK EMPIRICAL EVIDENCE FROM VIETNAM Trần Thị Thanh Nga4, Trầm Thị Xuân Hương5 Ngày nhận: 20/9/2017 Ngày nhận bản sửa: 24/1/2018 Ngày đăng: 5/4/2018 Tóm tắt Bài viết sử dụng dữ liệu Bankscope và ADB trong giai đoạn 2005 – 2015 để nghiên cứu nhằm nhận diện các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản (RRTK) trường hợp Việt Nam. Thông qua phương pháp SGMM cho dữ liệu bảng, nghiên cứu cho thấy RRTK chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố sau: Chất lượng tài sản thanh khoản, Vốn ngân hàng, Dự phòng rủi ro tín dụng, Thu nhập lãi thuần, Lạm phát và Cung tiền. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng chưa tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về các yếu tố Tăng trưởng kinh tế, Quy mô ngân hàng và Khủng hoảng tài chính ảnh hưởng đến RRTK trường hợp Việt Nam. Điều này gợi mở hàm ý chính sách quan trọng cho các ngân hàng thương mại tại Việt Nam để kiểm soát RRTK. Từ khóa: rủi ro thanh khoản, ngân hàng thương mại, quản trị rủi ro thanh khoản. Abstract The paper uses Bankscope and ADB data for the 2005-2015 period to identify the determinants of the liquidity risk in Vietnam. Through the SGMM methodology for panel data, research has shown that the liquidity risk is influenced by the following factors: asset quality, bank capital, credit risk provision, net interest income, inflation and money supply. In addition, the results of the study did not find statistically significant evidence of the factors of economic growth, bank size and financial crisis affecting the liquidity risk in Vietnam. This suggests an important policy implication for commercial banks in Vietnam to control liquidity risk. Key words: liquidity risk, commercial banks, liquidity risk management. 1. Giới thiệu độ và sức lan truyền, có thể làm ngưng trệ hoạt Rủi ro thanh khoản là rủi ro nguy hiểm nhất động của một hay nhiều ngân hàng. Chính vì trong các rủi ro của ngân hàng, nó không chỉ đe ảnh hưởng lớn vừa mang tính cục bộ vừa mang dọa sự an toàn của từng ngân hàng thương mại, tính toàn cầu của loại rủi ro này, quản trị RRTK mà còn liên quan đến sự an toàn của cả hệ thống trở thành một vấn đề thường trực mang tính ngân hàng (Eichberger, Jürgen, & Martin sống còn cho ngành ngân hàng nói riêng và kinh Summer, 2005). Khi RRTK xảy ra, tùy vào mức tế nói chung. 4 Trường Đại học Tài chính – Marketing 5 Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM 26
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Tài liệu nghiên cứu riêng về RRTK khá phổ góc độ vi mô (quản trị ngân hàng) nhằm mục biến. Nghiên cứu thực nghiệm về quản trị tiêu kiểm soát tốt RRTK cho hệ thống ngân RRTK nhằm ổn định ngân hàng (Acharya & hàng hiện nay. Naqvi, 2012), hầu như các tác giả không chỉ mở 2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực rộng định nghĩa mà còn đưa ra các kỹ thuật nghiệm quản trị RRTK. Các nghiên cứu về RRTK được 2.1 Các lý thuyết về rủi ro thanh khoản xem là một trong các loại rủi ro ngân hàng như Theo Rudolf Duttweiler, thanh khoản đại rủi ro tín dụng hoặc là một trong nhưng yếu tố diện cho khả năng thực hiện tất cả các nghĩa vụ tác động đến hiệu quả hoạt động ngân hàng thanh toán khi đến hạn. Do thực hiện bằng tiền (Bourke, 1989; Shen và cộng sự, 2009). Các mặt, thanh khoản chỉ liên quan đến các dòng lưu nghiên cứu tiếp cận nguyên nhân gây ra RRTK chuyển tiền tệ. Việc không thể thực hiện nghĩa (Bonfim & Kim, 2014; Bunda & Desquilbet, vụ thanh toán sẽ dẫn đến tình trạng thiếu thanh 2008; Gibilaro, Giannotti, & Mattarocci, 2010; khoản. Dưới góc độ ngân hàng, thanh khoản là Horváth, Seidler, & Weill, 2012; Skully & khả năng ngân hàng đáp ứng kịp thời và đầy đủ Perera, 2012; Vodova, 2011) nhằm phân tích các nghĩa vụ tài chính phát sinh trong quá trình các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK. hoạt động kinh doanh như chi trả tiền gửi, cho Trên cơ sở kế thừa các nghiên cứu trước, vay, thanh toán và các giao dịch tài chính khác. nhóm tác giả phân tích các yếu tố ảnh hưởng Khi tình trạng thiếu thanh khoản kéo dài sẽ dẫn đến RRTK của ngân hàng tại Việt Nam. Kết quả đến RRTK. Bonfim and Kim (2012) cho rằng sự nghiên cứu này của nhóm tác giả đóng góp vào phức tạp của vai trò trung gian tài chính của tài liệu khoa học trên các khía cạnh khác nhau. ngân hàng làm phát sinh rủi ro nguy hiểm đó là Thứ nhất: Nghiên cứu sẽ có những đóng góp rủi ro thanh khoản. Các ngân hàng sử dụng các nhất định vào việc hoàn thiện khung lý thuyết nguồn lực hạn chế của mình trong việc cấp các RRTK ngân hàng tại Việt Nam. Thứ hai: khoản vay cho các doanh nghiệp và người tiêu Nghiên cứu xác định các yếu tố ảnh hưởng đến dùng để tài trợ thanh khoản nhằm đáp ứng nhu RRTK ngân hàng tại Việt Nam. Thứ ba: Trên cầu đầu tư và tiêu dùng của họ. Hơn nữa, phần cơ sở kế thừa mô hình nghiên cứu trước và có lớn các nguồn lực được sử dụng bởi các ngân điều chỉnh các biến nghiên cứu cho phù hợp với hàng này thường được gắn liền với nghĩa vụ nợ tình hình Việt Nam, đề tài bổ sung thêm biến phải trả trong các hình thức nhận tiền gửi. Vì giả khủng hoảng để đánh giá sự ảnh hưởng đến mục tiêu lợi nhuận, các ngân hàng đã chuyển RRTK tại Việt Nam. Về mặt thực tiễn, kết quả đổi các khoản nợ (tiền gửi kỳ hạn ngắn) để cho của nghiên cứu giúp các nhà quản lý ngân hàng vay trung và dài hạn. Sự không phù hợp về kỳ có một phương pháp tiếp cận và đo lường các hạn đã dẫn đến RRTK cho các ngân hàng yếu tố cơ bản ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng. (Diamond và Dybvig, 1983). Để giảm bớt sự Đồng thời nghiên cứu bổ sung kết quả thực chênh lệch kỳ hạn giữa tài sản và nợ phải trả nghiệm về các yếu tố ảnh hưởng của RRTK nhằm kiểm soát trạng thái thanh khoản kém, các ngân hàng trường hợp Việt Nam. Đây là cơ sở ngân hàng có thể quản lý đầy đủ các RRTK để các nhà quản lý ngân hàng hoàn thiện khung thông qua cấu trúc bảng cân đối kế toán bằng chính sách quản lý và điều hành hệ thống ngân cách giữ một bộ đệm thanh khoản. Tuy nhiên, hàng ở cả khía cạnh vĩ mô (cơ quan quản lý) và chi phí cơ hội của việc nắm giữ tài sản thanh 27
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 khoản đó là yếu tố lợi nhuận, nếu ngân hàng để kiểm tra mối quan hệ giữa hoạt động đầu tư nắm giữ tài sản thanh khoản để đảm khả năng và cho vay trên thị trường liên ngân hàng trong thanh khoản càng nhiều thì lợi nhuận sẽ giảm điều kiện lãi suất thay đổi. Tác giả sử dụng và ngược lại. Do đó, mặc dù các ngân hàng có chính sách tiền tệ với công cụ lãi suất là chủ yếu các ưu đãi trong việc nắm giữ bộ đệm tài sản để nghiên cứu lãi suất tác động đến khả năng thanh khoản (tiền mặt, tài sản ngắn hạn và trái chấp nhận rủi ro và quyết định nắm giữ thanh phiếu chính phủ) nhưng khó để đảm bảo an toàn khoản của các ngân hàng. Các biến quan trọng thanh khoản trong quản lý hoạt động kinh có ảnh hưởng quyết định cho vay trên thị trường doanh ngân hàng Bonfim and Kim (2012). liên ngân hàng là Giá cả trên thị trường liên Ủy ban Basel về giám sát ngân hàng (1997) ngân hàng (phụ thuộc vào cung cầu thanh khoản cho rằng RRTK là rủi ro mà ngân hàng không và lãi suất phi rủi ro) và biến Tỷ lệ thanh khoản. có khả năng gia tăng quỹ trong tài sản hoặc Kết quả cũng cho thấy Lãi suất của chính sách nghĩa vụ nợ với chi phí thấp nhất. Brunnermeier tiền tệ tác động tiêu cực đến quyết định nắm giữ (2009) nhấn mạnh rằng nếu các ngân hàng thanh khoản của ngân hàng và cho vay trên thị không quản lý RRTK phù hợp, chắc chắn các trường liên ngân hàng. Vẫn sử dụng Tỷ lệ tài ngân hàng phải đối mặt với một cú sốc thanh sản thanh khoản trên tổng tài sản để đo lường khoản, phải thường xuyên bán tháo tài sản rủi ro thanh khoản, (Bunda & Desquilbet, 2008) thanh khoản và giảm cho vay đối với nền kinh sử dụng dữ liệu bảng nhằm phân tích các yếu tố tế. Có thể thấy rằng, vấn đề RRTK của từng quyết định đến rủi ro thanh khoản của các ngân NHTM cũng như RRTK hệ thống của toàn hệ hàng từ các nền kinh tế mới nổi. Kết quả cho thống ngân hàng đã không nhận được sự quan thấy, Quy mô của một ngân hàng có ảnh hưởng tâm của các nhà hoạch định chính sách cũng tích cực đến rủi ro thanh khoản, Tỷ lệ vốn chủ như các nhà quản trị ngân hàng cho đến khi sở hữu trên tài sản như một biện pháp an toàn cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2007 – vốn có tác động tích cực đến RRTK. Họ cho 2009 xảy ra. Chính vì vậy, việc đo lường và đưa thấy rằng, trong thời gian khủng hoảng thanh ra các cảnh báo về khả năng xảy ra RRTK hệ khoản, ngân hàng rơi vào tình trạng thiếu thanh thống cho cả hệ thống NHTM là hết sức cần khoản trầm trọng. Với các chế độ tỷ giá hối đoái thiết. khác nhau, tác động đối với RRTK cũng khác 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm nhau, các ngân hàng ở các nước có chế độ tỷ giá Các nghiên cứu về chủ đề thanh khoản tập thả nổi ít có khả năng phải đối mặt với rủi ro trung về nguyên nhân gây ra rủi ro thanh khoản. thanh khoản so với ở các nước có cơ chế trung Nghiên cứu Lucchetta (2007) cho rằng lãi suất gian. (Hackethal, Rauch, Steffen, & Tyrell, phi rủi ro của chính sách tiền tệ đã tác động tiêu 2010) nghiên cứu dựa vào bộ dữ liệu gồm 1107 cực đến quyết định nắm giữ thanh khoản của ngân hàng thương mại ở 36 quốc gia có nền ngân hàng và quyết định cho vay trên thị trường kinh tế mới nổi, từ năm 1997 đến 2006 nhằm liên ngân hàng, còn lãi suất liên ngân hàng có phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK, từ tác động tích cực đối với những quyết định này đó xác định các yếu tố tác động đến sáng tạo của ngân hàng. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thanh khoản. Theo nghiên cứu này, các yếu tố không cân bằng của 5066 ngân hàng châu Âu kinh tế vĩ mô như Chính sách thắt chặt tiền tệ trong khoảng thời gian giữa năm 1998 và 2004 đã tác động tiêu cực vào việc tạo ra tính thanh 28
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 khoản ngân hàng thông qua kênh lãi suất. Với vì lý do gì, Chính phủ nước đó sẽ không để công mức thất nghiệp hiện tại, cần kích cầu việc làm ty hay tập đoàn sụp đổ bằng những biện pháp thông qua việc tăng trưởng tín dụng như là kênh như hỗ trợ vốn, trả nợ, sáp nhập hoặc chính Nhà bơm vốn nhằm duy trì sức khỏe cho nền kinh tế nước sẽ mua lại tập đoàn đó nhằm bảo đảm hoạt nói chung và điều này ảnh hưởng tiêu cực đến động của tập đoàn được duy trì một cách bình thanh khoản và cuối cùng tác động tích cực về thường. Hay các ngân hàng lớn hơn ít động cơ rủi ro thanh khoản. Họ kết luận rằng chỉ có các để giữ thanh khoản vì họ dựa vào sự can thiệp yếu tố vĩ mô và chính sách tiền tệ có liên quan của Chính phủ trong trường hợp thiếu hụt thanh chặt chẽ với rủi ro thanh khoản còn các các yếu khoản. Thông thường, có một mối quan hệ tích tố đặc trưng của ngân hàng như quy mô và hiệu cực giữa quy mô và thị trường chứng khoán, quả hoạt động ngân hàng không có mối tương tính thanh khoản của các ngân hàng niêm yết có quan với RRTK. xu hướng lớn hơn các ngân hàng không niêm Tiếp tục tiếp cận nguyên nhân gây ra RRTK, yết. trong nghiên cứu các yếu tố tác động đến RRTK Khác với các nghiên cứu trước, (Munteanu, của ngân hàng thương mại ở Cộng Hòa Séc, 2012) chia bộ dữ liệu của 27 ngân hàng ở (Vodova, 2011) đã sử dụng phân tích hồi quy Romania làm 2 giai đoạn, trước khủng hoảng dữ liệu bảng xem xét các yếu tố mang tính đặc 2002 – 2007 và sau khủng hoảng 2008 – 2010 trưng và các yếu tố kinh tế vĩ mô trong giai đoạn để nghiên cứu các yếu tố quyết định đến RRTK 2001 – 2010. Các biến bao gồm Quy mô của ngân hàng tại Romania. Tác giả sử dụng 5 biến các ngân hàng, Lợi nhuận ngân hàng, Cuộc đặc trưng ngân hàng gồm: Tỷ lệ an toàn vốn, khủng hoảng tài chính, GDP, Tỷ lệ lạm phát, Chất lượng tài sản, Tài trợ liên ngân hàng, Chi Lãi suất liên ngân hàng, Chênh lệch giữa lãi phí tài trợ, Tổng chi phí trên thu nhập. Đồng suất cho vay và lãi suất tiền gửi, và Tỷ lệ thất thời sử dụng 5 biến bên ngoài ngân hàng: Tỷ lệ nghiệp. Nghiên cứu cho rằng thanh khoản ngân lãi suất ROBOR, Tỷ lệ rủi ro tín dụng, Tỷ lệ lạm hàng đã có mối tương quan dương đến lợi phát, Tỷ lệ tăng trưởng GDP, Tỷ lệ thất nghiệp. nhuận ngân hàng, an toàn vốn và quy mô của Được đo lường bằng 2 biến phụ thuộc: (1) L1 = ngân hàng. Thanh khoản ngân hàng giảm với tỷ khoản cho vay thực/tổng tài sản; (2) L2 = tài sản lệ thất nghiệp cao hơn. Nghiên cứu cho thấy lưu động/tiền gửi và tài trợ ngắn hạn, thông qua tính thanh khoản của các NHTM Cộng Hòa Séc phương pháp hồi quy đa biến. Tác giả cho rằng, cao hơn khi hệ số an toàn vốn cao hơn và lãi công thức L2 là phù hợp nhất khi đánh giá rủi ro suất cho vay cao hơn. Ngược lại với các tài liệu thanh khoản. Kết quả cho thấy, yếu tố ổn định trước đây, (Vodova, 2011) thấy rằng các ngân của ngành ngân hàng (Z-score) có ảnh hưởng hàng càng lớn thường tính thanh khoản thấp đáng kể đối với RRTK ngân hàng trong những hơn; điều này phù hợp với lý thuyết “Too big to năm khủng hoảng 2008 – 2010. fail” dùng để chỉ đến trường hợp đặc biệt trong Khắc phục khe hở nghiên cứu trước, nền kinh tế, đó là những công ty lớn hay tập Cucinelli (2013) tiếp cận phương pháp đo lường đoàn có qui mô hoạt động rộng và liên kết với thanh khoản theo quy định của Basel 3, tác giả nhiều thành phần kinh tế khác, có tầm ảnh sử dụng 2 biến phụ thuộc để đo lường tỷ lệ hưởng nhất định đến nền kinh tế của một quốc thanh khoản bao gồm: Hệ số thanh khoản gia, một khi có sự đổ vỡ hay phá sản xảy ra dù (LCR) và Tỷ lệ tài trợ (NSER) và 6 biến độc lập 29
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 gồm: Quy mô ngân hàng, Rủi ro tín dụng,Tỷ lệ hàng ở Trung Quốc. Trên cơ sở kiểm định giả vốn tự có, Chuyên môn của ngân hàng trong thuyết “Cấu trúc mong manh tài chính” và giả hoạt động cho vay, Tỷ lệ tăng trưởng GDP, Tỷ thuyết “Hấp thụ rủi ro” cho thấy cấu trúc vốn lệ lạm phát INF, 2 biến giả: Khủng hoảng và ngân hàng có mối tương quan âm với sáng tạo Ngân hàng niêm yết. Nhóm nghiên cứu sử dụng thanh khoản đối với ngân hàng nội, các ngân 1080 quan sát ở khu vực đồng tiền chung Châu hàng ngoại mối tương quan này chưa thấy rõ. Âu để phân tích các nhân tố tác động đến thanh Kết quả nghiên cứu cho hàm ý rằng cấu trúc vốn khoản trong khu vực đồng tiền chung Châu Âu ngân hàng thấp, ngân hàng cần phải nỗ lực huy có chú ý đến yếu tố khủng hoảng thanh khoản. động nguồn tài trợ để tạo tính thanh khoản do Kết quả cho thấy quy mô ngân hàng càng lớn đó tạo tính thanh khoản hơn. Hơn nữa, nếu tỷ lệ thì tính thanh khoản càng thấp, tỷ lệ vốn càng vốn cao, ngân hàng sẽ chủ động tài trợ vốn cho cao phản ánh tính thanh khoản cao của ngân các nhà đầu tư từ các khoản tiền gửi có tính hàng, khủng hoảng tài chính chỉ ảnh hưởng đến thanh khoản cao, điều này tạo các khoản tài sản thanh khoản của ngân hàng trong ngắn hạn. có tính thanh khoản thấp hơn hay tỷ lệ vốn ngân Nghiên cứu cho thấy các ngân hàng lớn chuyên hàng cao, tính thanh khoản thấp hơn. Kết quả biệt hơn trong các hoạt động cho vay có khả nghiên cứu phù hợp giả thuyết “Cấu trúc mong năng thanh khoản thấp hơn; điều này có thể là manh tài chính” hay tỷ lệ vốn và thanh khoản do xu hướng của các ngân hàng có tâm lý trong có mối tương quan âm (Berger & Bouwman, trường hợp họ có vấn đề có thể tiếp cận vốn 2013). người cho vay cuối cùng (Vodova, 2011). Tại Việt Nam, nghiên cứu về RRTK khá Thanh khoản có mối tương quan dương với quy hiếm và nếu có chỉ có nghiên cứu định tính hoặc mô vốn của ngân hàng trong dài hạn, chất lượng tiếp cận góc độ quản trị RRTK hoặc nhận diện tài sản đánh giá khả năng quản lý thanh khoản nguyên nhân của RRTK. (Trương Quang tốt chỉ có ý nghĩa trong ngắn hạn. Thông, 2013) sử dụng dữ liệu của các NHTM Khu vực Châu Á có nghiên cứu (Abdullah & Việt Nam từ 2002 – 2011 để nhận diện các Khan, 2012) kiểm tra sự khác biệt trong quản nguyên nhân gây ra RRTK đối với hệ thống trị RRTK giữa ngân hàng nội và ngoại ở NHTM Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy Paskitan giai đoạn 2001 – 2010. Thông qua kỹ RRTK không những phụ thuộc vào các yếu tố thuật ước lượng mô hình hồi quy, kết quả cho vĩ mô mà còn phụ thuộc vào các yếu tố đặc thấy quy mô ngân hàng và RRTK có mối tương trưng của ngành ngân hàng như Quy mô tổng quan âm, ngân hàng càng nắm giữ nhiều tài sản tài sản, Dự trữ thanh khoản, Thanh khoản trên thanh khoản thì RRTK càng giảm. Nghiên cứu thị trường liên ngân hàng. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy mối tương quan âm giữa RRTK của tác giả cho thấy biến Tổng tài sản có tác và lợi nhuận ngân hàng (ROE), điều đó có nghĩa động phi tuyến đến RRTK, qua đó, giai đoạn nếu lợi nhuận ngân hàng càng gia tăng, rủi ro đầu, một khi tài sản tăng sẽ làm giảm RRTK thanh khoản càng thấp vì ngân hàng có thể dựa ngân hàng, khi tổng tài sản tăng đến một mức vào lợi thế nhờ quy mô. Tiếp cận mối quan hệ nào đó sẽ làm tăng RRTK. Nghiên cứu mối giữa thanh khoản và cấu trúc vốn ngân hàng, quan hệ giữa RRTK và rủi ro tín dụng, Võ Xuân (Lei & Song, 2013) nghiên cứu mối quan hệ Vinh (1/2017) sử dụng dữ liệu thu thập từ báo giữa sáng tạo thanh khoản và cấu trúc vốn ngân cáo thường niên từ các NHTM Việt Nam giai 30
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 đoạn 2007 -2015, phân tích dựa trên mô hình tự các hệ số ước lượng vững, phân phối chuẩn và hồi quy dạng vector (VAR) cho thấy không tồn hiệu quả. Phần mềm Stata phiên bản 12 được sử tại mối quan hệ giữa RRTK và rủi ro tín dụng dụng để xác định các kết quả nghiên cứu này. tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tuy Đề tài dựa trên cách tiếp cận của Shen và nhiên, biến trễ của RRTK và rủi ro tín dụng lại cộng sự (2009) và có bổ sung các biến kinh tế ảnh hưởng đến chính rủi ro đó ở hiện tại. Theo vĩ mô như Tăng trưởng kinh tế GDP, Lạm phát tác giả quan sát, đây có lẽ là 2 nghiên cứu thực (INF), Cung tiền (M2) và biến giả Khủng hoảng nghiệm đầu tiên tại Việt Nam tiếp cận riêng lẻ nhằm đánh giá tác động của các yếu tố vi mô và về RRTK, tuy nhiên tác giả chưa khai thác hết vĩ mô đến RRTK trường hợp Việt Nam. các biến ảnh hưởng đến RRTK trong mô hình LIQUIDITYRISKt = f(α, lý thuyết và chưa giải quyết vấn đề nội sinh LIQUIDITYRISKt-1, SIZEit, SIZEit^2, LIAit, trong mô hình nghiên cứu. LLRit, LADSit, ETAit, LLPit, NIMit GDPit, 3. Phương pháp nghiên cứu INFit, M2it,, D_CRISt, u) Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu yếu tố nào Trong đó: Biến phụ thuộc, LIQUIDITY ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng trong trường RISK: FGAP (chênh lệch giữa các khoản tín hợp Việt Nam, tác giả đã trích tách số liệu bảng dụng và huy động vốn chia cho tổng tài sản), trong giai đoạn 2005 – 2015 của Việt Nam gồm NLTA (Dư nợ tín dụng/Tổng tài sản), NLST 26 ngân hàng với 312 quan sát từ bộ dữ liệu (Dư nợ tín dụng/Tổng nguồn vốn huy động ngân hàng khu vực Đông Nam Á nguồn ngắn hạn). Biến độc lập gồm: Quy mô ngân Bankscope và dữ liệu thông tin vĩ mô từ cơ sở hàng (SIZEit): Log (tổng tài sản); Bình phương dữ liệu của Ngân hàng phát triển Châu Á quy mô ngân hàng (SIZEit^2 ); Chất lượng tài (ADB). Trên cơ sở các dữ liệu nghiên cứu, đề sản thanh khoản gồm các biến : LIAit (Tài sản tài xác định các biến nghiên cứu và mô hình thanh khoản/tổng tài sản), LLRit (tài sản thanh nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK tại khoản/ Tổng dư nợ tín dụng), LADSit (Tài sản Việt Nam, nghiên cứu lần lượt sử dụng kỹ thuật thanh khoản/Tổng nguồn vốn huy động ngắn ước lượng cho dữ liệu bảng từ mô hình OLS đến hạn). Ngân hàng sở hữu chất lượng tài sản thanh kỹ thuật ước lượng hiệu ứng cố định (FEM) và khoản càng cao, cấu trúc thanh khoản càng cao, hiệu ứng ngẫu nhiên (REM). Do hạn chế của rủi ro thanh khoản càng thấp và ngược lại; Cấu mô hình Pool OLS trong ước lượng dữ liệu trúc vốn (ETAit): vốn chủ sở hữu trên tổng tài bảng với các hiện tượng bị chệch do phương sai sản, vốn càng lớn ngân hàng có xu hướng ít nắm thay đổi, tự tương quan hay nội sinh (Kiviet, giữ tài sản thanh khoản hay RRTK cao hơn; Rủi 1995), do đó kỹ thuật ước lượng GMM hệ thống ro tín dụng (LLPit): Dự phòng rủi ro tín dụng/ được sử dụng để xử lý các vấn đề nêu trên Cho vay ròng đo lường rủi ro tín dụng. Các (Arellano & Bond, 1991; Hansen, 1982; ngân hàng có tỷ trọng cho vay cao, có tính thanh Hansen, Heaton, & Yaron, 1996). Trong nghiên khoản thấp hơn hay cơ cấu vốn dễ bị tổn thương cứu này, tác giả dùng OLS để kiểm tra hiện hơn, rủi ro thanh khoản cao hơn; Thu nhập lãi tượng phương sai thay đổi, tiếp đến sử dụng thuần (NIM): (Thu từ lãi – Chi từ lãi)/ Tài sản FEM và REM kiểm tra khả năng mô hình bị nội có rủi ro lãi suất. Các biến vĩ mô: Tăng trưởng sinh và sử dụng GMM hệ thống để xử lý nội kinh tế (GDPit): Sự thay đổi thực trong tổng sản sinh. Ngoài ra, phương pháp GMM cũng cho ra phẩm quốc nội (GDP) theo năm đối với từng 31
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 quốc gia; Biến động của lạm phát (INFit): Tỷ lệ kết luận phần dư của mô hình GMM không tồn thay đổi CPI cho từng Quốc gia của từng năm; tại hiện tượng tự tương quan bậc hai. Biến công Cung tiền (M2it): gia tăng cung tiền từng Quốc cụ được sử dụng trong mô hình đều thõa mãn gia của từng năm; Biến giả: D_CRIS: Đánh giá hai kiểm định đề ra. Các kết quả tìm thấy được tác động của khủng hoảng đến RRTK. Trong trong mô hình là vững và hoàn toàn có thể phân đó: α ( hệ số chặn), i (ngân hàng), t (năm), u tích được. (phần dư mô hình) Xét về tương quan, nghiên cứu các yếu tố 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận ảnh hưởng đến RRTK trường hợp Việt Nam Để đánh giá của các yếu tố ảnh hưởng đến phù hợp với những dự đoán trên cơ sở khoa học. RRTK ngân hàng, nghiên cứu sử dụng 12 hồi Kết quả cho thấy biến trễ của biến RRTK quy khác nhau (Bảng 1). Nghiên cứu sử dụng (FGAP) đều có tương quan dương với RRTK ở các kiểm định (test) như: F, LM, Hausman test mức ý nghĩa 1%. Nghiên cứu hoàn toàn tương để chọn mô hình thích hợp cho phân tích. Tỷ lệ đồng với kết quả nghiên cứu của Delécha et al. VIF đều nhỏ hơn 20, nên mô hình không tồn tại (2012). Rủi ro thanh khoản có tác động lẫn nhau hiện tượng đa cộng tuyến. Các F test, LM test, và có tương quan dương giữa các thời kỳ. cho thấy các P-value của F, LM test đều nhỏ Kết quả cũng tìm thấy biến đa số các thang hơn 5% ( F) của mô hình đều nhỏ hơn 0.05 khoản ở mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa, (Bảng 1), đều này cho thấy mô hình FEM là phù ngân hàng càng dự trữ tài sản thanh khoản cao, hợp hơn REM. Kiểm định LM cho kết quả cấu trúc thanh khoản càng cao, RRTK càng REM là phù hợp hơn Pooled OLS. Như vậy thấp và ngược lại. Ngoài ra, kết quả còn cho giữa phương pháp REM và FEM thì FEM là thấy vốn có tương quan dương với rủi ro thanh phương pháp phù hợp nhất để ước lượng mô khoản với mức ý nghĩa 1%. Kết quả nghiên cứu hình 1. Như vậy, ước lượng FEM thích hợp hơn khá tương đồng với nghiên cứu của Berger và REM và OLS trong việc xác định, giải thích các Bouwman (2013) và phù hợp với thực tế hoạt yếu tố ảnh hưởng đến RRTK, trường hợp tại các động kinh doanh của các ngân hàng tại Việt NHTM Việt Nam. Tuy nhiên kiểm định Nam. Toby (2006) nghiên cứu về nguồn gốc Wooldridge và Wald có P-value (<0,05) cho gây ra rủi ro thanh khoản của các ngân hàng Mỹ thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và dựa trên lý thuyết khả năng thay đổi hiện tượng tự tương quan trong FEM, điều này “Shiftability theory” giải thích rằng tính thanh khiến cho kết quả của các hệ số hồi quy sẽ khoản của một ngân hàng phụ thuộc vào khả không hiệu quả. năng chuyển đổi các tài sản ngắn hạn (công cụ Nghiên cứu sử dụng kiểm định Sargan Test ngắn hạn trên thị trường mở) trong một mức giá để kiểm định tính over-identifying của các biến dự đoán được. Vốn ngân hàng tác động đến công cụ. Kết quả cho thấy hệ số p-value đều lớn thanh khoản thông qua hai tác động riêng biệt: hơn 0.05, kết luận biến công cụ được sử dụng “Cấu trúc mong manh tài chính” và “Cấu trúc trong mô hình GMM thỏa mãn tính over- lấn át tiền gửi”. Tác động của “Cấu trúc mong identifying. Ngoài ra, kiểm định tự tương quan manh tài chính” được đặc trưng bởi vốn thấp bậc hai cho kết quả p-value đều lớn hơn 0.05, hơn, RRTK thấp hơn (Diamond & Rajan, 2001) 32
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Bảng 1: Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng, nghiên cứu trường hợp Việt Nam Biến phụ thuộc: Rủi ro thanh khoản (FGAP, NLTA, NLST). Biến độc lập: SIZE - Quy mô ngân hàng; SIZE^2 – Bnh phương quy mô ngân hàng; LIA- Chất lượng tài sản thanh khoản; LLR - Chất lượng tài sản thanh khoản, LADS - chất lượng tài sản thanh khoản; ETA – vốn; LLP- Rủi ro tín dụng; NIM -Thu nhập lãi cận biên. Các biến số kinh tế vĩ mô: GDP - tăng trưởng GDP , M2 - cung tiền, INFL – Lạm phát, d_cris – Biến giả khủng hoảng 2008. Giai đoạn nghiên cứu 2004 – 2015, Phương pháp ước lượng OSL, FEM, REM và GMM. Mô hình hồi quy (1): LIQUIDITYRISKt = f(α, LIQUIDITYRISKt-1, SIZEit, SIZEit^2, LIAit, LLRit, LADSit ETAit, LLPit, NIMit GDPit, INFit, M2it , D_CRISt, u). Model OLS FEM REM GMM OLS FEM REM GMM OLS FEM REM GMM Variable FGAP NLTA NLST L.fgap 0.213 0.0652 0.154 0.0744 [7.17] [2.45] [5.34] [2.44] L.nlta 0.533 0.322 0.530 0.118 [15.56] [7.47] [15.40] [0.73] L.nlst 0.600 0.149 0.541 0.0394 [11.67] [3.66] [9.95] [0.61] size -0.0999* -0.136 -0.107* 0.00701 -16.35 -15.86 -16.45 -35.27 -41.76 -20.36 -40.63 -27.67 [-1.84] [-2.30] [-1.89] [0.05] [-3.88] [-2.52] [-3.87] [-1.36] [-4.22] [-2.19] [-3.31] [-0.99] size2 0.00714* -0.000133 0.00730* -0.015 1.211 0.641 1.217 2.289 3.178 0.957 3.238 1.747 [1.77] [-0.03] [1.73] [-1.07] [3.88] [1.30] [3.87] [0.95] [4.33] [1.31] [3.53] [0.63] lia -0.451 -0.256* -0.500 0.115 12.47 3.798 12.05 -13.78 -321.6 -113.0 -325.9 -189.7 [-3.73] [-1.72] [-4.15] [0.30] [1.18] [0.26] [1.14] [-0.38] [-10.67] [-4.58] [-10.16] [-3.79] llr -0.00144 -0.00102 -0.00128 -0.000741 -0.164 -0.139 -0.164 -0.106 -0.173 -0.190 -0.177 -0.152 [-7.81] [-6.47] [-7.21] [-3.84] [-8.76] [-7.25] [-8.75] [-3.11] [-4.12] [-6.74] [-4.10] [-3.82] lads 0.00208 0.000017 0.00211 -0.00286 -0.0829 -0.139 -0.0825 -0.0757 2.520 0.798 2.431 1.257 [2.40] [0.02] [2.49] [-1.39] [-1.20] [-1.47] [-1.20] [-0.42] [12.07] [4.76] [11.26] [4.30] eta 0.00846 0.00794 0.00867 0.0109 -0.0545 -0.133 -0.056 0.0835 -0.968 0.00178 -0.850 -0.319 [7.28] [6.65] [7.68] [6.48] [-0.60] [-1.22] [-0.62] [0.29] [-4.56] [0.01] [-3.76] [-0.94] llp 0.00302 -0.00742 -0.00296 -0.0114 0.279 -0.489 0.254 1.352 -1.17 -0.2 -1.775* -0.713 [0.52] [-1.49] [-0.53] [-2.85] [0.65] [-1.09] [0.59] [0.67] [-1.18] [-0.30] [-1.73] [-0.78] nim 0.0176 0.0191 0.0171 0.0144 0.0528 0.487 0.0531 0.578 -0.739 0.954 -1.515 1.843 [3.46] [3.86] [3.33] [4.97] [0.13] [1.03] [0.13] [0.65] [-0.78] [1.36] [-1.46] [2.24] gdp -0.0119 -0.00316 -0.00935 0.00426 -1.504 -0.961 -1.508 0.355 -3.484 0.652 -3.558* 0.65 [-0.92] [-0.33] [-0.81] [0.75] [-1.61] [-1.16] [-1.62] [0.30] [-1.60] [0.53] [-1.81] [0.69] 33
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 infl 0.00047 -0.000702 0.0000273 -0.00125 -0.062 -0.0803 -0.0614 -0.239 -0.157 -0.0806 -0.0898 -0.286 [0.36] [-0.73] [0.02] [-2.48] [-0.64] [-0.96] [-0.64] [-3.62] [-0.70] [-0.65] [-0.44] [-3.78] m2 -0.00000823 0.00000698 -0.00000752 0.0000105 -0.000685 -0.0000297 -0.000686 -0.00107 -0.000941 -0.00107 -0.00151 -0.00274 [-1.18] [1.19] [-1.20] [1.29] [-1.36] [-0.06] [-1.37] [-1.25] [-0.80] [-1.38] [-1.38] [-2.56] d_cris -0.0780 -0.00432 -0.0645 0.0192 -2.582 -0.873 -2.601 2.349 -5.193 1.998 -6.396 3.501 [-2.41] [-0.18] [-2.23] [1.04] [-1.10] [-0.41] [-1.11] [0.96] [-0.94] [0.63] [-1.27] [1.32] _cons 0.196 0.478 0.196 0.0875 100.7 126.6 101.3 182.0 214.5 153.5 218.9 188.3 [0.94] [2.16] [0.93] [0.23] [6.20] [5.56] [6.21] [2.48] [5.60] [4.61] [4.96] [2.97] N 245 245 245 216 236 236 236 207 235 235 235 206 R-sq 0.778 0.738 0.86 0.721 0.859 0.661 Mean VIF 4.15 4.6 5.8 White's Ho: homoskedasticity Ho: homoskedasticity Ho: homoskedasticity test chi2(99) = 208.50 chi2(99) = 181.52 chi2(99) = 230.64 Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000 F-test F test that all u_i=0: F test that all u_i=0: F test that all u_i=0: F(25, 206) = 9.90 F(25, 197) = 4.16 F(25, 196) = 21.82 Prob > F = 0.0000 Prob > F = 0.0000 Prob > F = 0.0000 Hausman Ho: difference in coefficients not systematic Ho: difference in coefficients not systematic Ho: difference in coefficients not systematic test chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 470.02 chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 41.94 chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 981.01 Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000 Bresh- Test: Var(u) = 0 Test: Var(u) = 0 Test: Var(u) = 0 Pagan test chibar2(01) = 51.05 chibar2(01) = 7.69 chibar2(01) = 3.92 Prob > chibar2 = 0.0000 Prob > chibar2 = 0.0028 Prob > chibar2 = 0.0239 Sargan H0: overidentifying restrictions are valid H0: overidentifying restrictions are valid H0: overidentifying restrictions are valid test chi2(54) = 14.62433 chi2(54) = 11.28685 chi2(54) = 13.01916 Prob > chi2 = 1.0000 Prob > chi2 = 1.0000 Prob > chi2 = 1.0000 Ghi chú: Các ký hiệu ( ), ( ), (*) cho biết mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10% 34
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 trong khi tỷ lệ vốn cao, RRTK có xu hướng gia Đối với nhóm biến kinh tế vĩ mô, kết quả cho tăng (Gorton & Winton, 2014). Điều đó hàm ý, thấy lạm phát, cung tiền tương quan âm với các ngân hàng có tiềm lực tài chính mạnh vì dễ RRTK (FGAP, NLTA, NLST) với mức ý nghĩa tiếp cận thị trường vốn nên các ngân hàng lớn 1%. Kết quả nghiên cứu hàm ý lạm phát cao có xu hướng nắm ít tài sản thanh khoản, phần hơn giúp khách hàng dễ trả nợ hơn do lạm phát nào có đáp ứng động cơ đầu tư mạo hiểm, điều làm giảm giá trị thực của khoản vay, RRTK này vô hình chung làm gia tăng rủi ro thanh được kiểm soát và lạm phát cao làm giảm tỷ lệ khoản. thất nghiệp (Castro, 2013). Kết quả nghiên cứu Kết quả nghiên cứu cho thấy Rủi ro tín dụng này không tương đồng với các nghiên cứu và RRTK (FGAP) có mối quan hệ ngược chiều Delechat, Camila Henao et. al (2012), Bonfim ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này không đúng với and Kim (2011), Vodova ( 2011), Cucinelli kỳ vọng của tác giả, tuy nhiên không đáng ngạc (2013), Bunda and Desquilbet (2008), nhiên vì phát hiện của Acharya và cộng sự Munteanu (2012). Yurdakul (2014b) cho rằng (2010) cũng tương tự. Acharya và cộng sự chỉ tiêu cung tiền cho biết khả năng thanh khoản (2010) cho rằng việc nắm giữ tiền mặt trong của nền kinh tế, cung tiền có mối tương quan ngân hàng tăng lên rất nhanh vì khách hàng có với rủi ro ngân hàng. Nếu chỉ tiêu này có tốc độ xu hướng gửi tiền ngân hàng trong giai đoạn tăng trưởng cao, có thể dẫn đến nguy cơ mất khủng hoảng tài chính gần đây. Việc nắm giữ khả năng thanh toán, rủi ro cho ngân hàng. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng chưa tìm thấy tiền mặt làm tăng thanh khoản ngân hàng nhưng bằng chứng có ý nghĩa thống kê về tác động của ngân hàng dễ dãi trong việc cấp tín dụng các khủng hoảng kinh tế, tăng trưởng GDP, quy mô khoản vay mới, các khoản này ít có sự giám sát ngân hàng đối với RRTK tại Việt Nam. chặt chẽ từ ngân hàng nên rủi ro cho vay tăng 5. Kết luận cao. Nghiên cứu cũng chưa tìm thấy bằng Kết quả nghiên cứu các yếu tố ảnh chứng có ý nghĩa thống kê về tác động Rủi ro hưởng đến RRTK ngân hàng trường hợp Việt tín dụng với 2 biến đo lường rủi ro thanh khoản Nam cho thấy các yếu tố Chất lượng tài sản (NLTA, NLST) tại Việt Nam. Điều này cho thanh khoản, Vốn ngân hàng, Dự phòng rủi ro thấy ảnh hưởng của yếu tố Rủi ro tín dụng đến tín dụng, Thu nhập lãi thuần, Lạm phát, Cung RRTK trường hợp Việt Nam vẫn chưa thật sự tiền đều ảnh hưởng đến RRTK và chiều hướng rõ nét. Nhóm nghiên cứu tìm thấy mối tương ảnh hưởng của các yếu tố khá tương đồng so với quan dương giữa thu nhập lãi biên (NIM) với các nghiên cứu trước. Kết quả nghiên cứu cho các biến đo lường RRTK (FGAP, NLST) ở mức thấy, hoạt động ngân hàng ở Việt Nam không ý nghĩa 1%. Về mặt dấu tác động, kết quả này chịu ảnh hưởng bởi yếu tố khủng hoảng tài hoàn toàn đúng với kỳ vọng của tác giả và kết chính có lẽ do hoạt động thị trường vốn ngân quả nghiên cứu của Delécha et al. (2012), hàng Việt Nam chưa hòa nhập nên ít tác động. Munteanu (2012), Bonfim and Kim (2011), Vì vậy, để hạn chế rủi ro thanh khoản, các ngân Abdullah & Khan (2012). Kết luận này hàm ý hàng cần tăng cường kiểm soát vốn ngân hàng, rằng hoạt động cho vay gia tăng làm gia tăng bên cạnh đó không ngừng cải thiện năng lực thu nhập lãi và điều này sẽ làm gia tăng RRTK quản trị rủi ro và năng lực điều hành của các (Demirguc-Kunt và Huizinga, 1999). ngân hàng. Đa dạng hóa các nghiệp vụ huy 35
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 động vốn và sử dụng vốn nhằm kiểm soát rủi ro các NHTM, đặc biệt tập trung những nghiệp vụ và nâng cao năng lực quản lý thanh khoản của làm tăng tính thanh khoản ngân hàng. 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. Allen, F., & Gale, D. (2004). Financial intermediaries and markets. Econometrica, 72(4), 1023- 1061. Almumani, M. A. (2013). Impact of managerial factors on commercial bank profitability: Empirical evidence from Jordan. International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences, 3(3), 298-310. Anbar, A., & Alper, D. (2011). Bank specific and macroeconomic determinants of commercial bank profitability: Empirical evidence from Turkey. Business and Economics Research Journal, 2(2), 139-152. Aspachs, O., Nier, E. W., & Tiesset, M. (2005). Liquidity, banking regulation and the macroeconomy. Available at SSRN 673883. Berger, A. N., & Bouwman, C. H. (2009). Bank liquidity creation. Review of Financial Studies, 22(9), 3779-3837. Bonfim, D., & Kim, M. (2011). Liquidity risk in banking: is there herding? Bordeleau, É., & Graham, C. (2010). The impact of liquidity on bank profitability: Bank of Canada. Bourke, P. (1989). Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North America and Australia. Journal of Banking & Finance, 13(1), 65-79. Bunda, I., & Desquilbet, J.-B. (2008). The bank liquidity smile across exchange rate regimes. International Economic Journal, 22(3), 361-386. Cucinelli, D. (2013). The determinants of bank liquidity risk within the context of euro area. Interdisciplinary Journal of Research in Business, 2(10), 51-64. Delécha, C., Henao, C., Muthoora, P., & Vtyurina, S. (2012). The Determinants of Banks' Liquidity Buffers in Central America. Demsetz, H. (1973). Industry structure, market rivalry, and public policy. The Journal of Law & Economics, 16(1), 1-9. DeYoung, R., & Jang, K. Y. (2016). Do banks actively manage their liquidity? Journal of Banking & Finance, 66, 143-161. Fadare, S. O. (2011). Banking sector liquidity and financial crisis in Nigeria. International Journal of Economics and Finance, 3(5), 3. Gibilaro, L., Giannotti, C., & Mattarocci, G. (2010). Liquidity Risk Exposure For Specialized And Unspecialized Real Estate Banks: Evidences From The Italian Market: European Real Estate Society (ERES). Gorton, G. B., & Winton, A. (2014). Liquidity provision, bank capital, and the macroeconomy. Bank Capital, and the Macroeconomy (January 25, 2014). Hackethal, A., Rauch, C., Steffen, S., & Tyrell, M. (2010). Determinants of bank liquidity creation Working paper. Horváth, R., Seidler, J., & Weill, L. (2012). Bank capital and liquidity creation: Granger-causality evidence. 36
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Kosmidou, K., Tanna, S., & Pasiouras, F. (2005). Determinants of profitability of domestic UK commercial banks: panel evidence from the period 1995-2002. Paper presented at the Money Macro and Finance (MMF) Research Group Conference. Lei, A. C., & Song, Z. (2013). Liquidity creation and bank capital structure in China. Global Finance Journal, 24(3), 188-202. Moulton, H. G. (1918). Commercial banking and capital formation: III. The Journal of Political Economy, 705-731. Munteanu, I. (2012). Bank liquidity and its determinants in Romania. Procedia Economics and Finance, 3, 993-998. Shen, C.-H., Chen, Y.-K., Kao, L.-F., & Yeh, C.-Y. (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. Skully, M. T., & Perera, S. (2012). Bank Market Power and Liquidity: Evidence from 113 Developed and Developing Countries. Paper presented at the 25th Australasian Finance and Banking Conference. 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. Toby, A. (2006). Empirical Study of Liquidity Risk Management in Nigerian Banks. Journal of Financial Management and Analysis. , 3(5). V Acharya, H Naqvi (2012). The Seeds of a Crisis: A Theory of Bank Liquidity and Risk Taking over the Business Cycle. Journal of Financial Economics, 43(1):40-42. Vodova, P. (2011). Liquidity of Czech commercial banks and its determinants. International Journal of Mathematical Models and Methods in Applied Sciences, 5(6), 1060-1067. Wilson, J. O., Casu, B., Girardone, C., & Molyneux, P. (2010). Emerging themes in banking: recent literature and directions for future research. The British Accounting Review, 42(3), 153- 169. Trương Quang Thông. (2013). Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của hệ thống NHTM Việt Nam. Phát triển kinh tế, 276, 50-62 Võ Xuân Vinh, P. H. V. (1/2017). Rủi ro thanh khoản và rủi ro tín dụng: trường hợp các NHTM Việt Nam, Tạp chí phát triển kinh tế, 28(1), 45-63. 37