Ảnh hưởng của các yếu tố đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng thương mại Việt Nam

108
TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC ÑOÀNG THAÙP Taïp chí Khoa hoïc soá 40 (10-2019)
ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN 
CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
 y Nguyễn Thành Đạt(*)
Tóm tắt
Bài nghiên cứu phân tích số liệu của 27 ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam từ năm 2008 - 
2017, để kiểm định ảnh hưởng của các yếu tố đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại cổ 
phần. Sử dụng phương pháp hồi quy tác động cố định (FE) và tác động ngẫu nhiên (RE). Bài nghiên 
cứu thấy rằng quy mô tổng tài sản càng lớn thì rủi ro thanh khoản càng giảm, bên cạnh đó tỷ lệ cho vay 
trên tổng tài sản và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu có mối quan hệ ngược chiều với rủi ro thanh 
khoản. Từ kết quả nghiên cứu, tác giả gợi ý một số biện pháp nhằm giảm rủi ro thanh khoản của các 
ngân hàng thương mại cổ phần.
Từ khóa: Các yếu tố, ngân hàng thương mại, rủi ro, thanh khoản.
1. Đặt vấn đề
Mặc dù thanh khoản toàn hệ thống ngân hàng 
thương mại 2017 dồi dào, nhưng chủ yếu diễn ra ở 
những ngân hàng lớn có thế mạnh về huy động vốn. 
Đặc biệt sau khi Luật Sửa đổi Luật Các tổ chức tín 
dụng cho phép ngân hàng phá sản (có hiệu lực từ 
ngày 5/1/2018) thì dòng tiền gửi ngày càng có xu 
hướng chạy về những ngân hàng thương mại nhà 
nước hoặc ngân hàng cổ phần có thương hiệu, uy 
tín, do tâm lý lo ngại của khách hàng. Trong tình 
hình kinh tế ngày càng phát triển và diễn biến phức 
tạp như hiện nay, quản trị thanh khoản của ngân 
hàng sẽ càng gặp nhiều thách thức và khó khăn. 
Trong quá khứ, ở Việt Nam đã xảy ra một số trường 
hợp ngân hàng bị rủi ro thanh khoản gây ảnh hưởng 
nghiêm trọng đến hệ thống ngân hàng thương mại 
Việt Nam. Cho nên quản trị rủi ro thanh khoản là 
việc làm cần thiết để đảm bảo an toàn hoạt động 
trong từng ngân hàng thương mại nói riêng và toàn 
hệ thống ngân hàng nói chung. Với sự phát triển 
ngày càng lớn mạnh của thị trường tài chính, quản 
trị thanh khoản của các ngân hàng thương mại sẽ 
gặp nhiều khó khăn thách thức trong thời gian tới. 
Bài viết này sử dụng các phương pháp hồi quy cho 
dữ liệu bảng bao gồm mô hình FE (FixedEffects 
Model) và RE (Random Effects Model), với dữ liệu 
nghiên cứu là các chỉ số tài chính thu thập từ báo 
cáo tài chính của các ngân hàng thương mại tại Việt 
Nam trong giai đoạn 2008-2017. Từ đó đề xuất một 
số giải pháp nhằm giảm thiểu rủi ro thanh khoản 
cho hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam.
2. Nội dung nghiên cứu
2.1. Cơ sở lý thuyết
Phương pháp khe hở thanh khoản
Rủi ro thanh khoản là loại rủi ro xuất hiện 
trong trường hợp ngân hàng không đáp ứng được 
các nghĩa vụ tài chính kịp thời. Có một số phương 
pháp đo lường rủi ro thanh khoản, trong đó phương 
pháp khe hở tài trợ là phương pháp thích hợp nhất 
trong phân tích, chỉ số khe hở thanh khoản phản 
ánh được cơ bản nhất về khả năng thanh khoản 
của ngân hàng. Tác giả lựa chọn phương pháp này 
cho bài nghiên cứu, đồng thời tác giả sử dụng chỉ 
số khe hở thanh khoản là biến phụ thuộc trong mô 
hình nghiên cứu. Khe hở thanh khoản là chênh lệnh 
giữa số dư bình quân của các khoản cho vay và số 
dư bình quân vốn huy động.
Công thức tính khe hở thanh khoản: Khe hở 
thanh khoản = Tổng dư nợ tín dụng trung bình - 
Tổng nguồn vốn huy động trung bình.
Khe hở thanh khoản thể hiện dấu hiệu cảnh 
báo về rủi ro thanh khoản trong tương lai của ngân 
hàng. Nếu khe hở thanh khoản là dương và ngân 
hàng có khe hở thanh khoản 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.
2.2. Tổng quan nghiên cứu
Ở Việt Nam, hơn hai thập kỷ qua, kể từ khi 
hệ thống ngân hàng Việt Nam thực hiện quá trình 
cải cách, các NHTM đã có bước phát triển mới cả (*) Trường Đại học Bạc Liêu.
109
TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC ÑOÀNG THAÙP Taïp chí Khoa hoïc soá 40 (10-2019)
về lượng và chất, nhưng vấn đề rủi ro thanh khoản 
dường như chưa được quan tâm đúng mức.
Điều này được chứng minh qua việc số lượng 
đề tài nghiên cứu liên quan đến vấn đề thanh khoản 
chưa nhiều và còn hạn chế. Trong đó, nổi bật nhất 
là nghiên cứu của Vũ Thị Hồng đã sử dụng phương 
pháp định lượng FEM để xác định các yếu tố ảnh 
hưởng đến khả năng thanh khoản của 35 NHTMCP 
tại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2011. Kết quả 
cho thấy: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tỷ lệ nợ xấu và tỷ 
lệ lợi nhuận có mối tương quan thuận; ngược lại, tỷ 
lệ cho vay trên huy động có mối tương quan nghịch 
với khả năng thanh khoản. “Tuy nhiên, nghiên cứu 
này không tìm thấy ảnh hưởng của tỷ lệ dự phòng 
rủi ro tín dụng, quy mô ngân hàng đối với khả năng 
thanh khoản [3]”. Ngoài ra nghiên cứu Võ Xuân 
Vinh và Mai Xuân Đức nghiên cứu ảnh hưởng của 
sở hữu nước ngoài đến rủi ro thanh khoản của 35 
NHTM Việt Nam giai đoạn 2009-2015. “Kết quả 
cho thấy, sở hữu nước ngoài càng cao thì rủi ro 
thanh khoản của NHTM càng thấp và ngược lại 
[8]”. Trong một nghiên cứu thực nghiệm khác, 
Chung-Hua Shen và cộng sự [4] “đã áp dụng mô 
hình nguyên nhân rủi ro thanh khoản ước lượng 
cho các hệ thống NHTM của 12 nền kinh tế hàng 
đầu thế giới trong phạm vi thời gian 1994-2006 
qua đó, các biến đo lường nguyên nhân rủi ro thanh 
khoản, với các biến độc lập bên trong ngân hàng 
gồm các biến tổng tài sản, tỷ lệ dự trữ thanh khoản 
trên tổng tài sản, sự phụ thuộc các nguồn tài trợ 
bên ngoài, tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn, tỷ 
lệ tổng cho vay trên tổng tài sản, và dự phòng rủi 
ro tín dụng trên tổng dư nợ. Các biến độc lập bên 
ngoài ngân hàng bao gồm các biến kinh tế vĩ mô 
như tăng trưởng kinh tế và lạm phát”.
2.3. Mô hình nghiên cứu
Đã có nhiều công trình nghiên cứu khác nhau 
liên quan đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng 
thương mại: Valla và Sacs-Escorbiac thực hiện 
nghiên cứu các 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, 
lãi suất ngắn hạn” [7]. Trương Quang Thông 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” [5]. Kế thừa từ 
những nghiên cứu trên và áp dụng phương pháp 
khe hở thanh khoản, tác giả đã xây dựng mô hình 
hồi quy cho nghiên cứu như sau:
 1 2 3 4 1 2 .FGAPPit Ci SIZE ETAit TLAit ROEit GDP INFit itλ λ λ λ δ δ ε= + + + + + + +
Trong đó:
FGAPPit là khe hở thanh khoản, bằng tổng 
dư nợ tín dụng trung bình trừ tổng nguồn vốn huy 
động trung bình, chỉ số này đo lường rủi ro thanh 
khoản của ngân hàng thương mại.
SIZEit là chỉ số đại diện cho qui mô tổng tài 
sản của ngân hàng thương mại i ở năm t. Quy mô 
ngân hàng đo bằng logarit tự nhiên tổng tài sản của 
ngân hàng tại thời điểm cuối năm tài chính. Quy 
mô ngân hàng càng lớn thì rủi ro thanh khoản càng 
thấp do “ngân hàng lớn có thể dựa vào thị trường 
liên ngân hàng hay hỗ trợ thanh khoản của người 
cho vay cuối cùng” [10]. Nghiên cứu của Vodova 
“chỉ ra rằng yếu tố quy mô có quan hệ ngược chiều 
với khả năng thanh khoản” [9]. Kì vọng mối quan 
hệ ngược chiều.
ETAit là tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn, 
tỷ lệ này càng cao thì khả năng thanh khoản của 
ngân hàng càng cao vì vậy rủi ro thanh khoản càng 
thấp. “Vốn tự có chính là tấm đệm phòng tuyến 
cuối cùng của ngân hàng” [5]. Tác giả kì vọng mối 
quan hệ ngược chiều.
TLAit là tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ 
này càng cao thì khả năng thanh khoản của ngân 
hàng càng thấp do đó rủi ro thanh khoản càng cao, 
do đó tác giả kì vọng cùng chiều.
ROEit là tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, 
bằng tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu bình 
quân. Chỉ số này phản ánh một đồng vốn đầu tư 
của chủ sở hữu vào ngân hàng đem lại cho chủ sở 
hữu bao nhiêu đồng lợi nhuận sau khi trừ thuế thu 
nhập doanh nghiệp. Nghiên cứu Bonfi m và Kim, 
đã tìm ra “tác động tích cực của tỷ lệ lợi nhuận với 
khả năng thanh khoản của các ngân hàng” [1]. Kì 
vọng mối quan hệ cùng chiều.
110
TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC ÑOÀNG THAÙP Taïp chí Khoa hoïc soá 40 (10-2019)
GDPt là tốc độ tăng trưởng kinh tế, GDP được 
tính bằng lograrit tự nhiên của thu nhập quốc nội 
thực tế hàng năm. “Thanh khoản có mối quan hệ 
ngược chiều với tăng trưởng kinh tế” [2].
INFt là tỷ lệ lạm phát được tính theo chỉ số 
giá tiêu dùng theo năm xác định 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. “Mức 
độ lạm phát có mối quan hệ cùng chiều với rủi ro 
thanh khoản” [10].
εit là phần dư không quan 
sát của ngân hàng i ở thời điểm t.
2.4. Dữ liệu và phương 
pháp nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu sau khi đã 
loại trừ ra các ngân hàng không 
công bố đầy đủ và các ngân hàng 
đã sáp nhập, thì mẫu nghiên cứu 
cuối cùng, bao gồm 27 ngân hàng 
với tổng cộng 270 quan sát theo 
năm cho dữ liệu bảng trong 10 năm từ 2008-2017. 
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài 
chính, bảng cân đối kế toán, bảng thuyết minh của 
các ngân hàng thương mại Việt Nam từ 2008 - 2017. 
Chỉ số GDP, Lạm phát được thu thập từ báo cáo 
của Tổng cục thống kê.
Kỹ thuật hồi quy bảng được sử dụng để phân 
tích ảnh hưởng của các biến đối với FGAPP. Trong 
nghiên cứu này tác giả sẽ lần lượt thực hiện hồi quy 
mô hình tác động cố định FE, và mô hình tác động 
ngẫu nhiên RE. Tiếp theo dùng kiểm định Hausman 
giúp lựa chọn giữa mô hình FE và RE, nếu giá trị 
Prob của kiểm định Hausman > = 0,05 thì bác bỏ 
giả thuyết H0 tức mô hình RE phù hợp, ngược lại 
thì FE phù hợp.
Tuy nhiên tác giả chưa có đủ thời gian và tài 
chính để thu thập số liệu bên ngoài khác như các 
chỉ số Offi cial Supervisory Power Index (OSP), 
Private Monitoring Index (PMI) để đo lường tác 
động của thể chế và giám sát ngân hàng của các cơ 
quan chính phủ. Đó là một trong những hạn chế 
của nghiên cứu.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1. Phân tích thống kê
Rủi ro thanh khoản FGAPP của 27 ngân hàng 
có giá trị trung bình là 0,068%, giá trị lớn nhất là 
102,526 và thấp nhất là -63,212. Các ngân hàng có 
rủi ro thanh khoản kém tập trung ở các ngân hàng 
có quy mô nhỏ và vừa với 12 ngân hàng. Size quy 
mô ngân hàng qua kết quả phân tích 27 ngân hàng 
cho thấy bình quân một ngân hàng có tổng tài sản 
là 216,745 tỉ đồng.
Bảng 1. Phân tích thống kê
Variable Obs Mean Stv.Dev Min Max
FGAPP 270 0,068 26,210 -63,212 102,526
SIZE 270 216,745 682,345 7,478 9476,212
ETA 270 15,436 10,732 3,453 121,206
TLA 270 73,185 22,385 2,203 105,398
ROE 270 9,61 7,986 0,08 28,79
GDP 270 6,073 0,591 5,25 6,81
INF 270 6,447 5,164 0,6 18,14
Nguồn tổng hợp từ Eviews
ETA tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn bình 
quân của ngân hàng là 15,436 %, cao nhất là 121, 
206% và thấp nhất là 3,453%.
TLA tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản của các 
ngân hàng rất cao, trung bình là 73,185%, và thấp 
nhất là 2,203%, cao nhất là 105,398%.
ROE tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu của 
các ngân hàng có giá trị trung bình 9,69%, thấp 
nhất 0,08% và cao nhất 28,79%.
Trong giai đoạn 2008-2017 tốc độ tăng trưởng 
bình quân là 6,073% và tỷ lệ lạm phát bình quân 
là 6,44%.
Kết quả phân tích hồi quy của FGAPP theo 
các biến độc lập bằng phương pháp ước lượng FE 
và RE.
Từ kết quả hồi quy ta thấy các biến SIZE, TLA 
luôn có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% trong 
mối tương quan với biến phụ thuộc FGAPP. Mô 
hình hồi quy đều có ý nghĩa thống kê và có R2 từ 
45% trở lên. Kiểm định Hausman để lựa chọn giữa 
mô hình FE và RE, kết quả kiểm định cho ra giá trị 
P value 0,1410 > α = 0,05. Nên ta bác bỏ giả thuyết 
H0, mô hình RE phù hợp hơn FE. 
111
TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC ÑOÀNG THAÙP Taïp chí Khoa hoïc soá 40 (10-2019)
Bảng 2. Kết quả phân tích hồi quy
Biến
Mô hình FE MÔ HÌNH RE
Hệ số 
hồi quy
Giá trị 
kiểm 
định P
Hệ số hồi 
quy
Giá trị 
kiểm 
định P
ETA - 0,7323 0,0834 -0,3576 0,4773
SIZE -0,0635 0,0465 -0,0536 0,0132
TLA 0,6132 0,0013 0,6321 0,0021
ROE 0,1532 0,0532 0,1135 0,0452
GDP 0,7652 0,3891 1,7628 0,3468
INF 0,5729 0,0782 0,4891 0,0743
C 0,6423 0,3249
R2 0,6642 0,4572
R2 ĐIỀU 
CHỈNH 0,5765 0,4213
GIÁ TRỊ 
KIỂM 
ĐỊNH F
6,7435 8,6738
GIÁ TRỊ 
KIỂM 
ĐỊNH P 
(F-statistic)
0,0000 0,0000
Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eviews.
Sau khi loại bỏ các biến không có ý nghĩa 
ETA, GDP, INF thì các biến SIZE, TLA, ROE có 
p-value nhỏ hơn 5%, ta ước lượng mô hình hồi 
quy mới.
Bảng 3. Kết quả ước lượng với mô hình RE sau khi 
bỏ biến thừa
Biến
Mô hình REM
Hệ số hồi quy Giá trị kiểm 
định P
SIZE -0,0421 0,0014
TLA 0,5625 0,0001
ROE 0,0522 0,0231
C 0,3549
R2 0,4973
R2 ĐIỀU 
CHỈNH 0,4736
GIÁ TRỊ KIỂM 
ĐỊNH F 24,43
GIÁ TRỊ 
KIỂM ĐỊNH 
P(F-statistic)
0,0000
Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eviews.
Ta được phương trình hồi quy mới
0,3549 0,0421* 0,5625* 0,0522* .FGAPPit SIZE TLA ROE= − + +
Ở mức ý nghĩa 5% hệ số R2 bằng 49,73% cho 
thấy 3 biến SIZE, TLA, ROE giải thích được gần 
50% sự thay đổi của biến FGAPP trong giai đoạn 
2008-2017.
3.2. Hàm ý nghiên cứu và kết luận
Kết quả nghiên cứu chỉ ra rủi ro thanh khoản 
chịu tác động ngược chiều với yếu tố quy mô tổng 
tài sản và chịu tác động cùng chiều với yếu tố tỷ 
lệ cho vay trên tổng tài sản và tỷ suất sinh lời trên 
vốn chủ sở hữu. Kết quả nghiên cứu này là phù hợp 
với diễn biến thực tế, vì khi ngân hàng có quy mô 
càng lớn thì ngân hàng có nhiều lợi thế cạnh tranh 
trên thị trường và càng giảm rủi ro thanh khoản.
Ngoài ra, ngân hàng có tỷ lệ cho vay trên tổng tài 
sản cao thì khi đó ngân hàng sẽ giảm dự trữ thanh 
khoản dẫn đến rủi ro thanh khoản tăng lên. Hơn 
nữa, khi ngân hàng mở rộng tín dụng, sẽ gia tăng 
rủi ro tín dụng kéo theo rủi ro thanh khoản tăng lên. 
Bên cạnh đó tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu 
cho thấy mối quan hệ cùng chiều với rủi ro thanh 
khoản, có nghĩa khi ngân hàng hoạt động tín dụng 
nhiều dẫn đến có lợi nhuận nhiều thì rủi ro thanh 
khoản cũng tăng theo. Bên cạnh đó, kết quả nghiên 
cứu này cho thấy các biến ETA, GDP, INF không 
có ý nghĩa thống kê.
Qua nghiên cứu đã chỉ ra ba nhân tố ảnh hưởng 
đến rủi ro thanh khoản là quy mô tổng tài sản, tỷ lệ 
cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ sinh lời trên vốn chủ 
sở hữu có ảnh hưởng lớn đến rủi ro thanh khoản. 
Do đó, 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.
Ngoài ra 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. Cho nên các ngân hàng cần làm tốt công 
tác quản trị rủi ro. Từ đó mới góp phần làm giảm 
rủi ro thanh khoản.
Bên cạnh đó các ngân hàng cần phối hợp với 
nhau. Bởi các ngân hàng đều có lúc tạm thời dư 
112
TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC ÑOÀNG THAÙP Taïp chí Khoa hoïc soá 40 (10-2019)
thanh khoản. Cho nên cần hỗ trợ nhau khi các ngân 
hàng gặp rủi ro, từ đó góp phần ổn định khả năng 
thanh khoản của ngân hàng nói riêng và ổn định 
hoạt động của hệ thống ngân hàng nói chung./.
Tài liệu tham khảo
 [1]. Bonfi m, D., Kim, M. (2008), “Liquidity risk in banking: Is there herding?”, International 
Economic Journal, vol. 22, no. 3, pp. 361-386.
[2]. Dinger, Valeriya (2009), “Do foreign-Owned Banks Affect Banking System Liquidity Risk?”, 
Journal of Comparative Economics, Vol. 37, pp. 647-657.
[3]. Vũ Thị Hồng (2015), “Các yếu tố ảnh hưởng đến thanh khoản của các ngân hàng thương mại”, 
Tạp chí Phát triển và hội nhập, (số 23 (33)), tr. 32-48.
[4]. Chung-Hua Shen et al. (2009), Bank Liquidity Risk and performance, working paper.
[5]. 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 276), tr. 50-62.
[6]. Tổng cục thống kê Việt Nam, Báo cáo về tình hình tăng trưởng kinh tế và lạm phát ở Việt Nam 
trong giai đoạn 2008-2017.
[7]. Valla, N. & Saes-Escorbiac, B. & Tiesset, M., (2006), “Bank liquidity and fi nancial stability”, 
Financial Stability Review, Banque de France, (9), pp. 89-104.
[8]. Võ Xuân Vinh và Mai Xuân Đức (2017), “Vai trò của ngân hàng nước ngoài đối với thanh 
khoản hệ thống ngân hàng Việt Nam”, Tạp chí Công nghệ ngân hàng, (số 140), tr. 60-69.
[9]. Vodova. (2011), “Liquidity of Czech Commercial Banks and its Determinants”, International 
Journal of Mathematical Models and Methods in Applied Sciences, 6 (5), pp. 1060-1067. 
[10]. Vodova (2013), “Determiants of Commercial Banks’ Liquidity in Poland”, proceedings of the 
30th International Coference Mathematical Methods in Economics, pp. 964-966
FACTORS INFLUENCING THE LIQUIDITY RISKS
OF COMMERICAL BANKS IN VIET NAM
Summary
The study analyzes the data of 27 joint stock commercial banks in Vietnam from 2008 to 2017 to 
test the infl uence of factors on the liquidity risks of these banks. The fi xed-effects regression (FE) and 
random effects (RE) methods were used. The study shows that the larger the size of total assets, the lower 
the liquidity risk, while the higher the ratio of loan to total assets and the return on equity are negatively 
correlated with liquidity risks. Thereby, the author suggests some measures to reduce liquidity risks 
among joint stock commercial banks.
Keywords: Factors, commercial banks, risk, liquidity.
Ngày nhận bài: 29/01/2019; Ngày nhận lại: 13/3/2019; Ngày duyệt đăng: 05/9/2019.