Các yếu tố tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

Nội dung text: Các yếu tố tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

1. CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM Trần Thục Ni* ThS Nguyễn Phú Quốc TÓM TẮT Nghiên cứu này đo lường ảnh hưởng của các yếu tố đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại cổ phần (NHTMCP) Việt Nam (thông qua tỷ lệ khe hở thanh khoản – FGAPP) trong giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2020. Trên cơ sở thu thập dữ liệu và tính toán từ các báo cáo tài chính của 25 NHTMCP Việt Nam đồng thời thu thập dữ liệu các yếu tố vĩ mô như tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được thu thập từ trang web của Worldbank. Phương pháp ước lượng FGLS (Feasible Generalized Least Squares) được sử dụng để khắc phục các khuyết tật của mô hình FEM. Kết quả nghiên cứu cho thấy có bốn yếu tố có tác động đến rủi ro thanh khoản (RRTK) của các NHTMCP Việt Nam bao gồm: tỷ suất sinh lời (TSSL) trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA), tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) và tỷ lệ lạm phát (INF). Trong đó, TSSL trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA) và tỷ lệ lạm phát (INF) có tác động thuận chiều đối với rủi ro thanh khoản, còn tốc độ tăng trưởng GDP lại có tác động nghịch chiều đối với rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Các kết quả nghiên cứu đều phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và các nghiên cứu trước. Từ kết quả nghiên cứu, bài viết đã đưa ra một số gợi ý chính sách nhằm giúp các NHTMCP Việt Nam quản trị rủi ro thanh khoản một cách hiệu quả hơn. Từ khóa: Rủi ro thanh khoản, khe hở thanh khoản, ngân hàng thương mại, các yếu tố. 1. GIỚI THIỆU Trong các hoạt động kinh doanh của mỗi ngân hàng thì ba mục tiêu: an toàn, sinh lợi, thanh khoản là ba mục tiêu có mối quan hệ chặt chẽ với nhau mà quản trị ngân hàng đặt ra. Trong đó vấn đề thanh khoản là vô cùng quan trọng đối với sự tồn tại và phát triển của ngân hàng. Có thể nói, rủi ro thanh khoản là vấn đề rất nhạy cảm trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Một ngân hàng bị mất khả năng thanh khoản sẽ nhanh chóng đi tới bờ vực phá sản và ảnh hưởng tới tính ổn định của toàn bộ hệ thống. * Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam. Khoa TC-NH, Trường Đại học Tài chính – Marketing. 292 -
2. Việt Nam là nước có nền kinh tế đang phát triển; trình độ quản lý và chính sách kinh tế vĩ mô của Việt Nam còn tương đối chưa hoàn thiện so với các nước phát triển, làm cho hệ thống ngân hàng trong nước gặp nhiều khó khăn trong việc thích ứng với những thay đổi của thị trường. Cùng với sự gia nhập của các ngân hàng nước ngoài, tính cạnh tranh giữa các ngân hàng ngày càng gia tăng, tác động đến việc huy động vốn của các ngân hàng trước đây, đặc biệt là các ngân hàng nhỏ, từ đó tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng Việt Nam. Trong bối cảnh đó, việc nghiên cứu về các vấn đề nhằm giảm thiểu rủi ro thanh khoản cho các NHTM là vấn đề hết sức quan trọng. Tác giả đã thực hiện nghiên cứu “Các yếu tố tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam”, với mong muốn giải quyết những vấn đề cấp bách nêu trên, cũng như phát huy nền tảng của các nghiên cứu trước đây về chủ đề này. Để đạt được mục tiên nghiên cứu, phần tiếp theo là lược khảo lý thuyết và các nghiên cứu trước đây. Kế đến là phần phương pháp nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm được trình bày sau đó. Cuối cùng là phần kết luận của nghiên cứu. 2. LƯỢC KHẢO LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1. Rủi ro thanh khoản của các NHTM Theo Basel (2008), rủi ro thanh khoản là một rủi ro mà một định chế tài chính không đủ khả năng tìm kiếm đầy đủ nguồn vốn để đáp ứng các nghĩa vụ đến hạn, mà không làm ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh hằng ngày và cũng không gây tác động đến tình hình tài chính. Một trong những tổn thất mà rủi ro thanh khoản gây ra là ngân hàng phải huy động vốn bổ sung với chi phí cao hoặc phải bán tài sản với giá thấp. Như vậy, RRTK xảy ra đồng nghĩa với NHTM đang trong trạng thái thâm hụt thanh khoản. Hay nói cách khác, ngân hàng đang trong tình trạng thiếu vốn hoạt động, không đủ vốn để đáp ứng nhu cầu chi trả và cho vay đối với khách hàng, cũng như nhu cầu đầu tư cho nền kinh tế. RRTK xảy ra làm cho NHTM bị tổn thất về cơ hội đầu tư và ảnh hưởng xấu đến hiệu quả kinh doanh của ngân hàng. Để đo lường rủi ro thanh khoản của ngân hàng, có thể tiếp cận bằng hai phương pháp, đó là phương pháp sử dụng khe hở thanh khoản và các tỷ số thanh khoản (Vodová, 2011). Trong đó, phương pháp khe hở thanh khoản có nhiều ưu điểm hơn khi dùng để đo lường rủi ro thanh khoản của ngân hàng (Chung Hua Shen và cộng sự, 2009). 2.2. Quy mô ngân hàng và rủi ro thanh khoản Xét về mặt lý thuyết kinh tế quy mô, ngân hàng có tài sản càng lớn thì sẽ ít gặp rủi ro thanh khoản hơn. Các ngân hàng lớn có thể nhận hỗ trợ thanh khoản từ Ngân hàng Nhà - 293
3. nước (NHNN) hay từ thị trường liên ngân hàng (Vodava, 2013b). Theo Short (1979) lập luận, quy mô ngân hàng có liên quan chặt chẽ đến sự an toàn vốn của một ngân hàng, vì các ngân hàng tương đối lớn có xu hướng tăng vốn ít tốn kém chi phí và do đó đạt nhiều lợi nhuận hơn. Mối quan hệ thuận chiều giữa quy mô ngân hàng và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua nghiên cứu của (Cucinelli, 2013). Tác giả tìm thấy rằng rằng khả năng tạo thanh khoản nghịch chiều với quy mô ngân hàng (Cucinelli, 2013), nghĩa là quy mô ngân hàng có tác động thuận chuận đến rủi ro thanh khoản. Kết quả này dựa trên thực tế cho rằng các ngân hàng lớn thì có nhu cầu thanh khoản ít hơn trong dài hạn. Mối quan hệ nghịch chiều giữa quy mô ngân hàng và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua các nghiên cứu: Trương Quang Thông (2013), Đặng Văn Dân (2015), Nguyễn Thành Đạt (2019), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). 2.3. TSSL và rủi ro thanh khoản TSSL là tỷ số giữa tổng lợi nhuận thu được và tổng số vốn đầu tư trong một kỳ hạn nhất định, nó thể hiện mức độ hiệu quả đối với các hoạt động của doanh nghiệp. Có hai TSSL phổ biến đó là TSSL trên tổng tài sản (ROA) và TSSL trên vốn chủ sở hữu (ROE). Mối quan hệ thuận chiều giữa TSSL và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua các nghiên cứu Nguyễn Thành Đạt (2019), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019), Nguyễn Thanh Phong (2020). Mối quan hệ nghịch chiều giữa giữa TSSL và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua nghiên cứu của Chung Hua Shen và cộng sự (2009). Theo đó, một ngân hàng có chỉ tiêu TSSL trên tổng tài sản cao và ổn định sẽ có khả năng điều hành tốt hoạt động kinh doanh cũng như vấn đề quản trị rủi ro trong ngân hàng, bao gồm cả quản trị rủi ro thanh khoản. 2.4. Tỷ lệ cho vay và rủi ro thanh khoản Cho vay là hoạt động kinh doanh chính của các NHTM. Theo Pilbeam (2005), trong thực tế khả năng thanh khoản của ngân hàng bị ảnh hưởng nhiều bởi nhu cầu vay vốn. Mối quan hệ thuận chiều giữa tỷ lệ cho vay và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua các nghiên cứu Trương Quang Thông (2013), Đặng Văn Dân (2015), Nguyễn Thành Đạt (2019), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Theo đó, các khoản cho vay thường có tính thanh khoản thấp, nên khi các ngân hàng có tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản càng cao thì càng kém về khả năng thanh khoản, vì vậy rủi ro thanh khoản càng lớn (Vodová, 2011). 294 -
4. 2.5. Tỷ lệ nợ xấu và rủi ro thanh khoản Theo IMF (2006), tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ là một trong các chỉ số cốt lỗi để đánh giá độ lành mạnh tài chính của ngân hàng, nếu tỷ lệ này càng cao có thể đẩy ngân hàng đến tình trạng phá sản. Mối quan hệ thuận chiều giữa tỷ lệ nợ xấu và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua các nghiên cứu Lucchetta (2007), Ahmed Arif và Ahmed Nauman Anees (2012), Angela Roman và Sargu (2015), Farooq Ahmad và Nasir Rasool (2017). Theo đó, khi tỷ lệ nợ xấu của các ngân hàng gia tăng, sẽ ảnh hưởng không tốt đến lợi nhuận, gia tăng rủi ro tín dụng và từ đó làm gia tăng rủi ro thanh khoản của các ngân hàng. 2.6. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng và rủi ro thanh khoản Xét về phương diện quản lý rủi ro, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng là một trong những chính sách thiết lập của các ngân hàng để khắc phục rủi ro tín dụng có thể xảy ra trong tương lai, hay nói cách khác tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được sử dụng như một công cụ để kiểm soát rủi ro tín dụng. Mối quan hệ nghịch chiều giữa giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua nghiên cứu của Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Theo đó, việc trích lập dự phòng rủi ro tín dụng ở mức độ phù hợp sẽ hỗ trợ kiểm soát rủi ro tín dụng và góp phần làm giảm rủi ro thanh khoản của các ngân hàng. 2.7. Tốc độ tăng trưởng kinh tế và rủi ro thanh khoản Tốc độ tăng trưởng kinh tế được đo lường bằng tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội hàng năm. Mối quan hệ nghịch chiều giữa giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua nghiên cứu của Trương Quang Thông (2013). Tuy nhiên, mối quan hệ thuận chiều giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế và rủi ro thanh khoản lại được minh chứng thông qua các nghiên cứu của Chung Hua Shen và cộng sự (2009); Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Theo đó, trong thời kỳ kinh tế suy thoái, khi mà cho vay gặp nhiều rủi ro hơn thì ngân hàng sẽ nắm giữ nhiều tài sản thanh khoản hơn, làm giảm rủi ro thanh khoản và ngược lại. 2.8. Tỷ lệ lạm phát và rủi ro thanh khoản Trong kinh tế vĩ mô, lạm phát là sự tăng mức giá chung của hàng hóa và dịch vụ theo thời gian và sự mất giá trị của một loại tiền tệ. Khi so sánh với các nước khác thì lạm phát là sự giảm giá trị tiền tệ của một quốc gia này so với các loại tiền tệ của quốc gia khác. Mối quan hệ thuận chiều giữa tỷ lệ lạm phát và rủi ro thanh khoản được minh chứng thông qua các nghiên cứu Chung Hua Shen và cộng sự (2009), Trương Quang Thông (2013), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Theo đó, nếu lạm phát được kỳ vọng - 295
5. 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 hàng do đó có thể gia tăng các khoản cho vay, trong khi đó do áp lực cạnh tranh, các hoạt động huy động vốn có thể sụt giảm, làm gia tăng rủi ro thanh khoản. 2.9. Mẫu dữ liệu Dữ liệu của bài nghiên cứu bao gồm tỷ lệ khe hở thanh khoản trên tổng tài sản và các yếu tố bao gồm: quy mô ngân hàng, TSSL trên tổng tài sản, tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được thu thập và tính toán từ các báo cáo tài chính của 25 NHTMCP Việt Nam. Ngoài ra, dữ liệu các yếu tố vĩ mô như tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được thu thập từ trang web của Worldbank. Dữ liệu trong nghiên cứu gồm 250 quan sát, được thu thập theo năm trong khoảng thời gian từ năm 2011 đến năm 2020. 2.10. Mô hình và các biến nghiên cứu FGAPPit = β0 + β1SIZEit + β2ROAit +β3LAit+β4NPLit+β5LLPit+β6GDPit + β7INFt +uit Bảng 1. Tóm tắt các biến nghiên cứu và kỳ vọng dấu Tên biến Viết tắt Cách tính Kỳ vọng dấu Dư nợ cho vay – Tiền gửi Tỷ lệ khe hở thanh khoản FGAPP Tổng tài sản Quy mô tài sản SIZE Log (tổng tài sản) (-) Lợi nhuận sau thuế TSSL trên tổng tài sản ROA (+) Tổng tài sản Dư nợ cho vay Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản LA × 100% (+) Tổng tài sản Nợ xấu Tỷ lệ nợ xấu NPL (+) Dư nợ cho vay Chi phí dự phòng RRTD Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng LLP (-) Dư nợ cho vay GDP năm t – GDP năm (t – 1) Tốc độ tăng trưởng GDP GDP (-) GDP năm (t – 1) CPI năm t – CPI năm (t – 1) Tỷ lệ lạm phát INF (+) GDP năm (t – 1) Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 296 -
6. 2.11. Phương pháp nghiên cứu Để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam, bài viết sử dụng mô hình hồi quy dữ liệu bảng cân xứng (balanced panel data regression), được ước lượng bằng ba phương pháp là phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu dạng gộp (Pooled OLS), phương pháp ước lượng các tác động cố định (Fixed Effect Method – FEM) và phương pháp ước lượng các tác động ngẫu nhiên (Radom Effect Method – REM) cho mô hình nghiên cứu; đồng thời sử dụng kiểm định F để lựa chọn mô hình Pooled OLS hay FEM; kiểm định Breuch – Pargan Lagrange Multiplier để lựa chọn mô hình Pooled OLS hay REM và sử dụng kiểm định Hausman để kiểm định xem REM hay FEM là phù hợp hơn trong bài nghiên cứu. Tuy nhiên, trong mô hình Pooled OLS, FEM và REM ước lượng có thể bị chệch và mắc phải các khuyết tật như: đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai sai số thay đổi. Để khắc phục các khuyết tật như tự tương quan và phương sai sai số thay đổi của các mô hình Pooled OLS, REM, FEM, tác giả tiến hành hiệu chỉnh mô hình bằng phương pháp ước lượng FGLS (Marno Verbeek, 2014). 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1. Thống kê mô tả biến Bảng 2. Thống kê mô tả các biến Số Giá trị Độ Giá trị Giá trị Biến quan sát trung bình lệch chuẩn nhỏ nhất lớn nhất FGAPP 250 -0.29 0.12 -0.74 -0.02 SIZE 250 219.17 290.20 14.68 1,516.69 ROA 250 0.01 0.01 -0.06 0.07 LA 250 0.58 0.14 0.21 0.85 NPL 250 0.02 0.01 0.01 0.09 LLP 250 0.01 0.01 0.00 0.11 GDP 250 0.06 0.01 0.03 0.07 INF 250 0.05 0.05 0.01 0.19 Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả. Tổng số quan sát thu được trong giai đoạn nghiên cứu là 250 quan sát. Biến FGAPP đại diện rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam có giá trị trung bình 29%và độ lệch chuẩn 12%. Điều này cho thấy tỷ lệ khe hở thanh khoản trên tổng tài sản của các NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2020 không có sự biến động mạnh. FGAPP - 297
7. nhỏ nhất có giá trị là 2% và FGAPP lớn nhất có giá trị là 74%. Quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị trung bình 219.17 nghìn tỷ đồng. TSSL trên tổng tài sản (ROA) có giá trị trung bình 1%. Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA) có giá trị trung bình 58%. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có giá trị trung bình 2%. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLP) có giá trị trung bình 1%. Tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) có giá trị trung bình 6% và tỷ lệ lạm phát (INF) có giá trị trung bình 5%. 3.2. Ma trận hệ số tương quan Bài nghiên cứu sử dụng ma trận hệ số tương quan để đo lường mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Hệ số tương quan có giá trị trong khoảng từ -1 đến 1. Hệ số tương quan bằng 0 nghĩa là hai biến số không có mối liên hệ với nhau, nếu hệ số tương quan gần bằng 1 hoặc -1 nghĩa là hai biến số có mối liên hệ tuyệt đối. Kết quả cho thấy NPL, LLP, INF có mối tương quan âm đối với FGAPP. Biến SIZE, ROA, LA và GDP có mối tương quan dương FGAPP. Kết quả hệ số tương quan giữa các biến bé hơn 0.8 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo. Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan FGAPP SIZE ROA LA NPL LLP GDP INF FGAPP 1.0000 SIZE 0.1793 1.0000 ROA 0.2310 0.1027 1.0000 LA 0.6602 0.2736 -0.1910 1.0000 NPL 0.0071 -0.3007 -0.0309 -0.0840 1.0000 LLP 0.0361 0.1066 0.0207 0.0418 0.1082 1.0000 GDP -0.0159 -0.0100 -0.1188 0.2261 -0.0849 0.0029 1.0000 INF -0.2874 -0.1965 0.1502 -0.6990 0.1393 -0.1084 -0.1088 1.0000 Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả. 3.3. Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp Thông qua các kiểm định F-test và Hausman, ta thấy giá trị P-value đều < 0.05. Do đó, phương pháp FEM được lựa chọn là phương pháp hồi quy cho mô hình nghiên cứu. Bảng 4. Kiểm định lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp Giá trị Chi bình Phương pháp Kiểm định Mô hình P-value thống kê F phương (χ2) lựa chọn F– test FGAPP 5.79 0.0000 FEM Hausman FGAPP 21.97 0.0026 FEM Nguồn: Dữ liệu và xử lý của tác giả 298 -
8. 3.4. Kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình FEM Nhìn vào các bảng 5, 6 và 7, tác giả nhận thấy mô hình FEM không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến (vì các hệ số VIF đều < 10) nhưng lại tồn tại hai khuyết tật đó là tự tương quan và phương sai sai số thay đổi (vì P-value < 0.05). Do đó, tác giả tiếp tục thực hiện xử lý các khuyết tật này bằng phương pháp ước lượng FGLS (Marno Verbeek, 2014). Bảng 5. Kiểm định đa cộng tuyến Biến VIF SIZE 1.25 ROA 1.07 LA 2.21 NPL 1.16 LLP 1.05 GDP 1.08 INF 2.03 Trung bình VIF 1.41 Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả Bảng 6. Kiểm định tự tương quan Mô hình Giá trị thống kê F P-value Kết quả FGAPP 87.011 0.0000 Tồn tại hiện tượng tự tương quan Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả Bảng 7. Kiểm định phương sai sai số thay đổi Mô hình Chi bình phương (χ2) P-value Kết quả Tồn tại hiện tượng phương sai FGAPP 964.04 0.0000 sai số thay đổi Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả 3.5. Kết quả hồi quy sau khi xử lý khuyết tật bằng FGLS Theo nghiên cứu của Marno Verbeek (2014) đã chỉ ra rằng khi sử dụng phương pháp FGLS, hai khuyết tật tự tương quan và phương sai sai số thay đổi sẽ được xử lý. Với giá trị P-value của mô hình FGLS là 0.0000 < 0.05, có thể thấy mô hình FGLS là phù hợp. - 299
9. Bảng 8. Kết quả hồi quy theo Pooles OLS, REM, FEM và FGLS Biến Pooled OLS REM FEM FGLS quan sát Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy SIZE -0.0173* -0.0180 -0.0329 -0.0002 ROA 4.7998 4.3511 4.0925 4.7692 LA 0.8692 0.7400 0.6665 0.7351 NPL 0.1879 0.3718 0.3161 0.4601 LLP 0.3181 -0.0028 -0.1119 -0.1263 GDP -1.6907 -1.4825 -1.3935 -1.4032 INF 0.8672 0.6020 0.4284 0.5635 Trong đó: Biến phụ thuộc là FGAPP và *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Nguồn: Dữ liệu và xử lý tác giả Bảng 9. Kết quả hồi quy theo FGLS và giả thuyết kỳ vọng FGAPP Giả thuyết kỳ vọng SIZE -0.0002 (-) ROA 4.7692 (+) LA 0.7351 (+) NPL 0.4601 (+) LLP -0.1263 (-) GDP -1.4032 (-) INF 0.5635 (+) Nguổn: kết quả xử lý của tác giả 3.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu Kết quả nghiên cứu cho thấy bốn yếu tố có tác động đến rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam bao gồm: TSSL trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA), tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) và tỷ lệ lạm phát (INF). Trong đó, TSSL trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA) và tỷ lệ lạm phát (INF) có tác động thuận chiều đối với rủi ro thanh khoản, còn tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) lại có tác động nghịch chiều đối với rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Các kết quả hồi quy của các biến ROA, LA GDP và INF đều phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể: 300 -
10. – TSSL trên tổng tài sản (ROA) Theo kết quả mô hình, hệ số hồi quy của biến ROA có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số hồi quy biến ROA mang dấu dương thể hiện rằng yếu tố TSSL trên tổng tài sản có tác động thuận chiều đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam, giá trị là 4.7692 có ý nghĩa rằng khi TSSL trên tổng tài sản (ROA) tăng lên 1% thì rủi ro thanh khoản của các ngân hàng sẽ tăng lên 4.7692% và ngược lại. Điều này cho thấy TSSL trên tổng tài sản (ROA) là yếu tố rất quan trọng cần được các NHTM Việt Nam quan tâm đặc biệt vì nó có tác động rất mạnh mẽ đến vấn đề quản trị rủi ro thanh khoản của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và tương đồng với nhiều kết quả nghiên cứu gần đây của Nguyễn Thành Đạt (2019), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019), Nguyễn Thanh Phong (2020). Điều này cũng phù hợp với thực tế về sự đánh đổi giữa lợi nhuận và đảm bảo an toàn thanh khoản. Mặc khác, khi ngân hàng hoạt động ngày càng hiệu quả thì niềm tin của dân chúng sẽ tăng lên, tạo điều kiện thuận lợi để có thể huy động thêm nguồn vốn lớn, uy tín gia tăng, điều đó góp phần ổn định thanh khoản cho ngân hàng. – Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA) Theo kết quả mô hình, hệ số hồi quy của biến LA có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số hồi quy biến LA mang dấu dương thể hiện rằng yếu tố tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản có tác động thuận chiều đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam, giá trị là 0.7351 có ý nghĩa rằng khi tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA) tăng lên 1% thì rủi ro thanh khoản của các ngân hàng sẽ tăng lên 0.7351% và ngược lại. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và tương đồng với nhiều kết quả nghiên cứu trước đây của Trương Quang Thông (2013), Đặng Văn Dân (2015), Nguyễn Thành Đạt (2019), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Các NHTM Việt Nam thường tập trung nhiều vào hoạt động cho vay và các khoản vay thường có tính thanh khoản thấp. Do đó, cho vay càng nhiều thì khả năng ngân hàng đối mặt với rủi ro thanh khoản càng cao. – Tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) Theo kết quả mô hình, hệ số hồi quy của biến GDP có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số hồi quy biến GDP mang dấu âm thể hiện rằng yếu tố tốc độ tăng trưởng GDP có tác động nghịch chiều đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam, giá trị hệ số hồi quy 1.4032 có ý nghĩa rằng khi tốc độ tăng trưởng GDP tăng lên 1% thì rủi ro thanh khoản của các ngân hàng sẽ giảm xuống 1.4032% và ngược lại. Điều này cho thấy tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) là yếu tố khá quan trọng tiếp theo (đứng sau ROA) cần được các NHTM Việt Nam quan tâm vì nó cũng có tác động mạnh mẽ đến vấn đề quản trị rủi ro thanh khoản của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và tương đồng với các kết quả nghiên cứu trước đây của Trương Quang Thông (2013). Thực - 301
11. tế cho thấy, thấy khi nền kinh tế tăng trưởng, biểu thị thông qua GDP tăng, điều đó cho thấy các doanh nghiệp Việt Nam có cơ hội gia tăng hiệu quả hoạt động, tái sản xuất và đầu tư, từ đó gia tăng lợi nhuận, khả năng trả nợ của các doanh nghiệp được nâng cao; các doanh nghiệp trả nợ đúng hạn, nợ xấu thấp, rủi ro tín dụng giảm dẫn đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam có xu hướng giảm. Ngược lại khi nền kinh tế rơi vào suy thoái, biểu thị thông qua GDP giảm, các doanh nghiệp làm ăn không hiệu quả, không bán được hàng hóa, các khoản nợ vay trước đó ở các ngân hàng khó có khả năng trả đúng hạn, từ đó nợ xấu tăng lên rủi ro tín dụng gia tăng dẫn đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam có xu hướng gia tăng. – Tỷ lệ lạm phát (INF) Theo kết quả mô hình, hệ số hồi quy của biến INF có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số hồi quy biến INF mang dấu dương thể hiện rằng yếu tố tỷ lệ lạm phát có tác động thuận chiều đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam, giá trị là 0.5635 có ý nghĩa rằng khi tỷ lệ lạm phát (INF) tăng lên 1% thì rủi ro thanh khoản của các ngân hàng sẽ tăng lên 0.5635% và ngược lại. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu và tương đồng với các kết quả nghiên cứu trước đây của Chung Hua Shen và cộng sự (2009), Trương Quang Thông (2013), Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Thực tế cho thấy, khi lạm phát gia tăng, sẽ gây ra ảnh hưởng nghiêm trọng đến giá trị của các tài sản thanh khoản của ngân hàng, làm giảm khả năng thanh khoản và gia tăng rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Ngoài bốn yến tố TSSL trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LA), tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) và tỷ lệ lạm phát (INF) được xác định có ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng thì các yếu tố còn lại gồm: quy mô ngân hàng (SIZE), tỷ lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLP) thì chưa cho thấy bằng chứng có ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của các NHTM Việt Nam. 4. HÀM Ý CHÍNH SÁCH CHO CÁC NHÀ QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG VỀ QUẢN TRỊ RỦI RO THANH KHOẢN MỘT CÁCH HIỆU QUẢ NHƯ SAU: Thứ nhất, các NHTMCP Việt Nam phải đảm bảo tăng trưởng lợi nhuận một cách bền vững và gắn liền với chất lượng tín dụng. Thực hiện đúng định hướng, chủ trương của Chính phủ, NHNN, phù hợp với cơ cấu phòng ngừa rủi ro đảm bảo trong hoạt động và luôn đáp ứng khả năng chi trả của người dân trong bất kỳ thời điểm nào. Các NHTMCP cần phải có cảnh báo kịp thời ngăn ngừa rủi ro trong hoạt động ngân hàng và thực hiện thanh tra, kiểm tra khi cần thiết. Tăng cường quản lý đối với các lĩnh vực cho vay rủi ro cao để kịp thời thực hiện chỉ đạo, đảm bảo an toàn hoạt động ngân hàng. 302 -
12. Thứ hai, các NHTMCP cần tận dụng chính sách để tăng khả năng sinh lời nhưng vẫn đảm bảo khả năng thanh khoản tốt trong mọi tình huống. Thứ ba, các NHTMCP cần tăng cường công tác dự báo các điều kiên kinh tế vĩ mô, các yếu tố vĩ mô thay đổi có thể ảnh hưởng đến kết quả hoạt động kinh doanh của NHTM, nhằm đảm bảo khả năng thanh khoản của ngân hàng ở mức an toàn. TÀI LIỆU THAM KHẢO Chung-Hua-Shen, Chen, Y. K., Kao, L. F. & Yeh C. Y. (2009). Bank Liquydity Risk and Performance. Department of Finance: National Taiwan University. Cucinelli (2013). The determinants of Bank Liquidity Risk within the Context of Euro Area. Interdisciplinary Journal of Research in Business, 2(10), 51-64. Đặng Văn Dân (2015). Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng thương mại tại Việt Nam. Tạp chí Tài chính, số tháng 11/2015, 60-64. Marno Verbeek (2014). A guide to Modern Econometrics (Fifth edition), 108-128. Nguyễn Thành Đạt (2019). Ảnh hưởng của các yếu tố đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Khoa học, 40, 108-112. Phan Thị Mỹ Hạnh và Tống Lâm Vy (2019). Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing, 51, 26-38. Trương Quang Thông (2013). Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của hệ thống NHTM Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 276, 50-62. Vodová, P. (2011). Liquidity of Czech Commercial Banks and Its Determinants. International Journal of Mathematical Models and Methods in Applied Sciences, 5(6), 1060-1067. Vodová, P. (2013a). Determinants of Commercial Banks’ Liquidity in Hungary, Silesian University Working paper, 180-188. Vodová. P. (2013b). Determinants of Commercial Banks’ Liquidity in Poland. Proceedings of the 30th International Conference Mathematical Methods in Economics, 962-967. - 303