Yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng: nghiên cứu tại ngân hàng thương mại Việt Nam

67
Yếu tố ảnh hưởng . . .
YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN CỦA 
NGÂN HÀNG: NGHIÊN CỨU TẠI 
NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Trần Văn Biên*, Vũ Đức Bình**
TÓM TẮT
Quản trị rủi ro thanh khoản là công việc quan trọng để đảm bảo an toàn hoạt động trong 
mỗi ngân hàng thương mại (NHTM) nói riêng và toàn hệ thống ngân hàng nói chung. Với thị trường 
tài chính ngày càng phát triển mạnh mẽ, quản trị rủi ro thanh khoản của các NHTM gặp nhiều khó 
khăn và thách thức trong thời gian tới. Bài viết sử dụng phân tích hồi quy cho dữ liệu bảng bao 
gồm mô hình FEM (Fixed Effects Model) và REM (Random Effects Model), với dữ liệu nghiên cứu 
là các chỉ số tài chính thu thập từ báo cáo tài chính của các NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn 
2007-2015. Nghiên cứu đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản tại các NHTM, 
qua đó nhóm tác giả đưa ra gợi ý một số chính sách nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động quản trị rủi 
ro thanh khoản đối với các NHTM, góp phần đảm bảo an toàn hệ thống ngân hàng tại Việt Nam. 
Từ khóa: rủi ro thanh khoản, khe hở thanh khoản, khe hở tài trợ.
FACTORS AFFECT THE LIQUIDITY RISK OF COMMERCIAL BANKS: 
THE CASE OF VIETNAM COMMERCIAL BANKS
ABSTRACT
Liquidity risk management is an essential activity to secure operation of each commercial 
bank in particular and of entire banking system in general. Under financial market which has been 
developing strongly, commercial banks have coped with lots of difficulties as well as challenges in 
this management in the coming years. To analyze factors affecting the liquidity risk management of 
commercial banks, authors used regression analysis for panel data including FEM (Fixed Effects 
Model) and REM (Random Effects Model) and research data are financial ratios from financial 
statements of commercial banks in Vietnam in the period 2007-2015. This research has shown the 
factors affecting the liquidity risk at Vietnam commercial banks whereby recommends policies of 
improving effectively the liquid risk management for commercial banks that contributes to security 
of the entire banking system. 
Keywords: liquidity risk, liquidity gap.
* ThS. Giảng viên Trường Đại học Kinh tế - Kỹ thuật Bình Dương. 
** ThS. Giảng viên Trường Đại học Kinh tế - Kỹ thuật Bình Dương. 
68
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
1. GIỚI THIỆU
Việt Nam đang trong thời kỳ hội nhập kinh 
tế quốc tế ngày càng sâu rộng, nền kinh tế Việt 
Nam nói chung và các NHTM nói riêng gặp 
nhiều khó khăn và thách thức. Đặc biệt, cùng 
với sự phát triển của thị trường tài chính, hệ 
thống ngân hàng phát triển cả về quy mô và 
số lượng, cơ hội và rủi ro trong quản trị thanh 
khoản của các NHTM cũng tăng lên. Mặc dù 
chỉ một NHTM xảy ra rủi ro thanh khoản, tùy 
theo mức độ lan truyền, có thể gây ra bất ổn 
trong toàn hệ thống ngân hàng như giảm năng 
lực tài chính, giảm uy tín ngân hàng, mất khả 
năng thanh toán có thể dẫn đến ngân hàng bị 
phá sản. Điều này cho thấy tầm quan trọng 
của công tác quản trị rủi ro thanh khoản cũng 
như nghiên cứu các yếu tố chính ảnh hưởng 
đến rủi ro thanh khoản của các NHTM tại Việt 
Nam, từ đó có cơ sở đưa ra các giải pháp nâng 
cao hiệu quả hoạt động quản trị rủi ro thanh 
khoản đối với các NHTM tại Việt Nam.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.1. Khái niệm thanh khoản ngân hàng, 
rủi ro thanh khoản và khe hở tài trợ
Theo ủy ban Basel [1] định nghĩa thanh 
khoản ngân hàng là: “Thanh khoản của ngân 
hàng là khả năng của ngân hàng đó để tăng 
thêm tài sản và đáp ứng các nghĩa vụ nợ khi 
đến hạn mà không bị thiệt hại quá mức”. Như 
vậy, thanh khoản của ngân hàng liên quan đến 
khả năng thanh toán của ngân hàng tại một thời 
điểm. Từ định nghĩa thanh khoản của ngân 
hàng, cho đến nay có một số định nghĩa khác 
nhau về rủi ro thanh khoản như: theo Nguyễn 
Đăng Dờn [3]: “Rủi ro thanh khoản là loại rủi 
ro xuất hiện trong trường hợp ngân hàng thiếu 
khả năng chi trả, không chuyển đổi kịp các 
loại tài sản ra tiền hoặc không có khả năng 
vay mượn để đáp ứng yêu cầu của các hợp 
đồng thanh toán”. Theo Nguyễn Văn Tiến [4]: 
“Rủi ro thanh khoản là khả năng ngân hàng 
không đáp ứng được các nghĩa vụ tài chính 
một cách tức thời hoặc phải huy động vốn bổ 
sung với chi phí cao hoặc phải bán tài sản với 
giá trị thấp”. Mặc dù có nhiều định nghĩa khác 
nhau về rủi ro thanh khoản nhưng đều có điểm 
cơ bản chung đó là: rủi ro thanh khoản xảy ra 
khi ngân hàng gặp vấn đề về khả năng thanh 
toán nợ hoặc không đáp ứng được nhu cầu 
vay vốn của khách hàng. Rủi ro thanh khoản 
được đo lường bằng nhiều phương pháp khác 
nhau, trong đó phương pháp khe hở tài trợ là 
phương pháp được tác giả lựa chọn cho bài 
nghiên cứu, đồng thời tác giả sử dụng khe hở 
tài trợ là biến phụ thuộc trong mô hình nghiên 
cứu. Khe hở tài trợ là chênh lệnh giữa số dư 
bình quân của các khoản cho vay và số dư 
bình quân vốn huy động. Khe hở tài trợ được 
tính bởi công thức như sau: 
Khe hở tài trợ = Tổng dư nợ tín dụng trung 
bình - Tổng nguồn vốn huy động trung bình.
Khe hở tài trợ thể hiện dấu hiệu cảnh báo 
về rủi ro thanh khoản trong tương lai của ngân 
hàng. 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 giảm 
các tài sản thanh khoản hoặc đi vay bổ sung 
trên thị trường tiền tệ, dẫn đến rủi ro thanh 
khoản của ngân hàng sẽ tăng lên cao. Ngược 
lại, nếu khe hở tài trợ là âm thì ngân hàng có 
trạng thái thặng dư thanh khoản, rủi ro thanh 
khoản của ngân hàng thấp.
2.2. Tổng quan các nghiên cứu trước 
về các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh 
khoản của ngân hàng thương mại
Đã có nhiều công trình nghiên cứu khác 
nhau liên quan đến rủi ro thanh khoản của 
NHTM, trong đó tác giả chịu ảnh hưởng 
chính bởi các nghiên cứu của: Valla và Sacs-
Escorbiac (2006) thực hiện nghiên cứu các 
69
Yếu tố ảnh hưởng . . .
nhân tố vi mô và vĩ mô tác động đến thanh 
khoản của các NHTM tại Anh, hai tác giả 
đã cho rằng thanh khoản của ngân hàng phụ 
thuộc vào các yếu tố: lợi nhuận ngân hàng, 
tăng trưởng tín dụng, quy mô ngân hàng, tăng 
trưởng kinh tế. Nghiên cứu của Shen (2009) 
đã sử dụng mô hình định lượng cho 12 nước 
trong giai đoạn 1994-2006 để tìm những 
nguyên nhân gây ra rủi ro thanh khoản, kết 
quả nghiên cứu chỉ ra các nguyên nhân chính 
bao gồm các yếu tố riêng của từng ngân hàng, 
các yếu tố liên quan đến hoạt động giám sát 
của ngân hàng và các yếu tố chính sách vĩ mô. 
Ngoài ra, trong bài nghiên cứu: “Những nhân 
tố tác động đến thanh khoản của các Ngân 
hàng thương mại Slovakia” của Pavla Vodova 
(2011), bằng phương pháp hồ i quy dữ 
l i ệu bảng với dữ liệu của các ngân hàng 
thương mại Slovakia cùng và dữ liệu kinh 
tế vĩ mô trong giai đoạn 2001-2010, tác giả 
đã kết luận rằng thanh khoản của ngân hàng 
giảm chủ yếu do nguyên nhân khủng khoảng 
tài chính, bên cạnh đó các biến về lãi suất như 
lãi suất cho vay, lãi suất liên ngân hàng, lãi 
suất của chính sách tiền tệ không có tác động 
đáng kể đến tính thanh khoản của các NHTM 
tại Slovakia. Trương Quang Thông (2013) với 
bài nghiên cứu: “Các nhân tố tác động đến 
rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng 
thương mại Việt Nam” đã kết luận rằng rủi 
ro thanh khoản ngân hàng không những phụ 
thuộc vào các yếu tố bên trong ngân hàng như 
quy mô tổng tài sản, dự trữ thanh khoản, tỷ lệ 
vốn tự có trên nguồn vốn mà còn phụ thuộc 
vào các yếu tố kinh tế vĩ mô như tăng trưởng 
kinh tế và lạm phát.
2.3. Xây dựng mô hình nghiên cứu
Kế thừa từ những nghiên cứu trước đây 
của Valla và Sacs-Escorbiac (2006), Shen 
(2009), Pavla Vodova(2011), Trương Quang 
Thông (2013) và áp dụng phương pháp khe 
hở tài trợ, nhóm tác giả đã xây dựng mô hình 
hồi quy cho nghiên cứu như sau:
FGAPit = ci + λ1SIZEit + λ2ETAit + λ3TLAit + 
λ
4
ROE
it 
+ λ
5
GDP
t 
+ λ
6
INF
t 
+ ε
it
Trong đó: FGAP
it
 là khe hở thanh khoản 
(khe hở tài trợ); it là đại diện cho số liệu ngân 
hàng i tại thời điểm t, được lượng hóa bằng 
trung bình dư nợ tín dụng trừ đi trung bình 
nguồn vốn huy động; SIZE
it
 là quy mô tổng 
tài sản ngân hàng thương mại; ETA
it 
là tỷ lệ 
vốn tự có trên tổng nguồn vốn; TLA
it 
là tỷ lệ 
cho vay trên tổng tài sản; ROE
it 
là tỷ suất lợi 
nhuận trên vốn chủ sở hữu; GDP
t
 là tốc độ 
tăng GDP tại thời điểm t so với cùng kỳ năm 
trước; INF
t 
là lạm phát tại thời điểm t, được 
lượng hóa bằng tốc độ tăng CPI tại thời điểm t 
so với cùng kỳ năm trước; ε
it 
là sai số của ngân 
hàng i tại thời điểm t.
3. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP 
NGHIÊN CỨU
Dữ liệu trong nghiên cứu được thu thập từ 
Tổng cục Thống kê Việt Nam và báo cáo tài 
chính của các NHTM tại Việt Nam. Dữ liệu 
được dùng là dữ liệu thời gian theo năm trong 
giai đoạn 2007-2015 của 6 NHTM được lựa 
chọn để đại diện cho các NHTM tại Việt Nam. 
Nhóm tác giả thu thập dữ liệu từ báo cáo tài 
chính của các ngân hàng Vietcombank, BIDV, 
Vietinbank, ACB, Sacombank, Eximbank. 
Đây là các ngân hàng có báo cáo tài chính có 
kiểm toán và có dữ liệu tài chính đầy đủ nhất, 
đồng thời các ngân hàng này chiếm thị phần 
rất lớn trong hệ thống NHTM tại Việt Nam, 
do đó nhóm tác giả lựa chọn 6 ngân hàng này 
đại diện cho các NHTM tại Việt Nam để phân 
tích trong bài nghiên cứu. Do dữ liệu trong 
nghiên cứu vừa theo thời gian và vừa theo 
70
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
không gian nên phương pháp hồi quy với dữ 
liệu bảng được sử dụng trong nghiên cứu. Để 
phân tích ảnh hưởng của các yếu tố bên trong 
và bên ngoài ngân hàng tác động đến khe 
hở thanh khoản, nhóm tác giả tiến hành ước 
lượng lần lượt với 2 mô hình: mô hình FEM 
và mô hình REM, sau đó tiếp tục sử dụng kiểm 
định Hausman để xác định lựa chọn mô hình 
FEM hay mô hình REM là phù hợp để nghiên 
cứu, cuối cùng sẽ thực hiện kiểm tra các hiện 
tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và 
đa cộng tuyến của mô hình hồi quy.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 1. Mô tả đặc tính thống kê của các biến trong nghiên cứu.
Bảng 1: Thống kê mô tả các biến
Biến Giá trị trung bình Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn
FGAP -0,0029 0,3862 -0,4515 0,1388
SIZE 7,2E+07 6,4E+08 2,2E+06 1,7E+08
ETA 0,0885 0,3564 0,0400 0,00588
TLA 0,5544 0,9374 0,1910 0,1500
ROE 0,1055 0,2847 0,0095 0,0602
GDP 0,0589 0,0850 0,0503 0,0110
INF 0,0935 0,1989 0,0060 0,0520
Nguồn: Tính toán từ phần mềm Eview
Thông qua bảng mô tả dữ liệu thống kê 
của các biến trong mô hình thực nghiệm, 
tác giả nhận thấy khe hở thanh khoản của 6 
ngân hàng có giá trị trung bình là -0,0029, 
giá trị lớn nhất là 0,3862 và giá trị nhỏ nhất 
là -0,4515.
4.2.Phân tích tương quan
Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả 
ở Bảng 2. Kết quả ở bảng này thể hiện các hệ 
số tương quan giữa các biến nghiên cứu không 
có cặp nào lớn hơn 0,6. Do vậy, khi sử dụng mô 
hình hồi quy sẽ ít có khả năng gặp hiện tượng 
tự tương quan giữa các biến (multicolinearity).
Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến
Biến FGAP SIZE ETA TLA ROE GDP INF
FGAP 1
SIZE -0,482 1
ETA -0,226 0,586 1
TLA 0,026 0,129 0,017 1
ROE 0,083 0,442 0,112 0,437 1
GDP 0,048 0,038 0,022 0,184 0,366 1
INF 0,027 0,031 0,056 -0,138 -0,104 -0,025 1
Nguồn:Tính toán từ phần mềm Eview
71
Yếu tố ảnh hưởng . . .
4.4. Lựa chọn mô hình hồi quy
Bài báo sử dụng kiểm định Hausman Test 
để lựa chọn phương pháp ước lượng FEM hay 
REM với các giả thuyết sau:
H
0
: không có tương quan giữa các biến 
giải thích và thành phần ngẫu nhiên (Mô hình 
REM là phù hợp).
H
1
: có tương quan giữa các biến giải thích 
và thành phần ngẫu nhiên (Mô hình FEM là 
phù hợp).
Dựa vào kết quả kiểm định Hausman ở 
Bảng 3 cho thấy xác suất của thống kê Chi 
bình phương bằng 0,1490 lớn hơn 5% nên 
cho phép chấp nhận giả thuyết H
0
 và bác bỏ 
giả thuyết H
1
, tức là mô hình REM là mô hình 
phù hợp để nghiên cứu.
4.5. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan, 
phương sai thay đổi và đa cộng tuyến
Bảng 4: Kiểm định LM Test và White test
Kiểm định Chi2 Giá trị P
LM test 0,4842 0,8542
White test 18,6254 0,0756
Nguồn: Tính toán từ phần mềm Eview
Nghiên cứu kiểm tra hiện tượng tự tương 
quan bằng phương pháp Breusch-Godfrey (LM 
test) và kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi 
bằng kiểm định White (White test). Kết quả ở 
bảng 4 cho thấy mô hình không có hiện tượng tự 
tương quan vì trong kiểm định LM test có giá trị 
P = 0,8542 > 5%. Mô hình cũng không có hiện 
tượng phương sai thay đổi vì kiểm định White 
test có giá trị P = 0,0756 > 5%.
4.3.Kết quả ước lượng
Bảng 3: Kết quả ước lượng với mô hình FEM, REM
Biến FEM REM
Hệ số Giá trị P Hệ số Giá trị P
ETA -0,6475 0,0918 -0,3056 0,4395
SIZE -0,0612 0,0456 -0,0402 0,0082
TLA 0,6542 0,0000 0,6537 0,0000
ROE 0,1655 0,5056 0,1187 0,5502
GDP 0,8545 0,4726 1,0151 0,2020
INF 0,4246 0,0621 0,4145 0,0556
C 0,6352 0,3052 0,2448 0,4592
R2 0,6105 0,3958
R2 điều chỉnh 0,5152 0,3528
F- thống kê 6,4585 9,4725
Prob (F – statistic) 0,0000 0,0000
Hausman test Chi2 = 91,3518 Giá trị P = 0,1490
Nguồn: Tính toán từ phần mềm Eview
Bảng 5: Hệ số VIF của các biến độc lập trong mô hình
ETA SIZE TLA ROE GDP INF
VIF 1,6842 1,5331 1,0453 1,1685 1,4822 1,0526
Nguồn: Tính toán từ phần mềm Eview
72
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Nghiên cứu kiểm tra hiện tượng đa cộng 
tuyến trong mô hình bằng cách sử dụng hệ số 
VIF (Variance Inflation Factor) khi chạy hồi 
quy. Nếu chỉ số VIF xấp xỉ 10 được cho là có 
hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Kết 
quả được trình bày ở bảng 5 cho thấy hệ số VIF 
của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 2. Từ 
đó có thể kết luận đảm bảo không tồn tại hiện 
tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.
5. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
Hoạt động kinh doanh của các NHTM 
hiện nay phải đối mặt với nhiều rủi ro, trong 
đó rủi ro thanh khoản luôn được các ngân 
hàng quan tâm hàng đầu. Thông qua phương 
pháp hồi quy để phân tích các nhân tố ảnh 
hưởng đến rủi ro thanh khoản, sau đây nhóm 
tác giả xin gợi ý một số chính sách nhằm nâng 
cao hiệu quả quản trị rủi ro thanh khoản tại 
các NHTM:
Thứ nhất, kết quả hồi quy đã chỉ ra hai 
nhân tố quy mô tổng tài sản và tỷ lệ cho vay 
trên tổng tài sản ảnh hưởng lớn đến rủi ro thanh 
khoản, rủi ro thanh khoản tỷ lệ nghịch với quy 
mô tổng tài sản ngân hàng và tỷ lệ thuận với tỷ 
lệ cho vay trên tổng tài sản. Do đó, các NHTM 
cần xây dựng chiến lược quản trị rủi ro thanh 
khoản phù hợp, mỗi ngân hàng cần cơ cấu hợp 
lý nguồn vốn huy động và cho vay trên thị 
trường, cân đối giữa tài sản có và tài sản nợ, 
xác định mức dự trữ thanh khoản phù hợp tối 
ưu nhất, đảm bảo thanh khoản cho ngân hàng 
và đồng thời đạt được mục tiêu lợi nhuận.
Thứ hai, các loại rủi ro trong ngân hàng 
đều có mối quan hệ lẫn nhau, chẳng hạn như 
rủi ro kỳ hạn, rủi ro tín dụng xảy ra sẽ làm tăng 
rủi ro thanh khoản. Vì vậy, ngoài thực hiện 
tốt công tác quản trị rủi ro thanh khoản, các 
NHTM đồng thời cần phải tăng cường quản trị 
tốt các loại rủi ro khác trong ngân hàng.
Thứ ba, cần nâng cao sự phối hợp, hỗ trợ 
thanh khoản giữa các ngân hàng trong cùng 
một hệ thống ngân hàng. Các ngân hàng đều 
có những lúc tạm thời dư thừa thanh khoản và 
có những tạm thời thiếu thanh khoản, khi đó 
sự hỗ trợ thanh khoản giữa các ngân hàng là 
việc làm quan trọng và cần thiết.
Thứ tư, các NHTM cần thực hiện công 
tác quản trị rủi ro thanh khoản theo đúng quy 
định của pháp luật và phù hợp với các thông lệ 
quốc tế. Theo đó, các NHTM nên có kế hoạch, 
lộ trình vận dụng quản lý rủi ro theo hệ thống 
Basel III, nên áp dụng một số nguyên tắc và 
tiêu chuẩn về quản trị rủi ro thanh khoản được 
đề cập trong Basel III.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Basel (2008). “Principles for Sound Liquidity Risk Management and Supervision”.
[2]. Chung-Hua Shen (2009). “Bank liquidity risk and performance”.
[3]. Nguyễn Đăng Dờn (2010). Quản trị ngân hàng thương mại hiện đại, NXB Phương Đông.
[4]. Nguyễn Văn Tiến (2010). Quản trị rủi ro trong kinh doanh ngân hàng. NXB Thống Kê, Hà Nội.
[5]. Pavla Vodova (2011). Determinants of Commercial Bank’ Liquidity in the Czech Republic, working paper.
[6]. Vodova (2011).“Determiants of Commercial Bank’ Liquidity in the Czech Republic”, working paper.
[7]. Valla và Sacs-Escorbiac (2006). Bank-specific and macroeconomic determinants of liquidity of 
England banks, working paper.
[8]. Trương Quang Thông (2013). “Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của hệ thống ngân hàng 
thương mại Việt Nam”.
[9]. Báo cáo thường niên trong giai đoạn 2007-2015 của 6 NHTM tại Việt Nam gồm các ngân hàng: 
Vietcombank, BIDV, Vietinbank, ACB, Sacombank, Eximbank.
[10]. Website của Tổng cục thống kê Việt Nam: www.gso.gov.vn