Đang tải... (xem toàn văn)
Mục tiêu của bài viết là đo lường tác động của rủi ro thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Dữ liệu sử dụng là dữ liệu bảng và được lấy từ báo cáo tài chính theo năm của 31 NHTM theo thống kê của NHNN đến hết ngày 30062018 đại diện cho hệ thống ngân hàng Việt Nam. Sau quá trình phân tích và kiểm định các vi phạm giả thuyết của mô hình, đề tài đã sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi. Kết quả nghiên cứu cho thấy rủi ro thanh khoản được đo lường thông qua khe hở tài trợ, chỉ số trạng thái tiền mặt, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng trên tổng tài sản có tác động cùng chiều đến tỷ suất sinh lợi ROA và ROE tại các NHTM Việt Nam.
MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO THANH KHOẢN VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Mục tiêu viết đo lường tác động rủi ro khoản đến tỷ suất sinh lợi ngân hàng thương mại Việt Nam Dữ liệu sử dụng liệu bảng lấy từ báo cáo tài theo năm 31 NHTM theo thống kê NHNN đến hết ngày 30/06/2018 đại diện cho hệ thống ngân hàng Việt Nam Sau trình phân tích kiểm định vi phạm giả thuyết mơ hình, đề tài sử dụng phương pháp bình phương nhỏ tổng quát (GLS) để khắc phục tượng tự tương quan phương sai thay đổi Kết nghiên cứu cho thấy rủi ro khoản đo lường thông qua khe hở tài trợ, số trạng thái tiền mặt, tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản có tác động chiều đến tỷ suất sinh lợi ROA ROE NHTM Việt Nam Giới thiệu Diamond cộng (1983) cho hệ thống tài phần lớn bị chi phối NHTM Khủng hoảng tài năm 2007 - 2008 ảnh hưởng nghiêm trọng đến tình hình kinh doanh ngân hàng, nhiều ngân hàng chạy theo lợi nhuận trước mắt mà không đảm bảo hoạt động ngân hàng an toàn dẫn đến phá sản, điều cho thấy tầm quan trọng chế quản lý rủi ro, đặc biệt rủi ro khoản (Moore, 2010) Ở Việt Nam, bất ổn kinh tế khủng hoảng gây nhiều tổn thất cho hệ thống ngân hàng, từ tác động đến kinh tế gây hệ lụy đáng kể (Nguyễn Công Tâm Nguyễn Minh Hà, 2012) Hiện nay, nghiên cứu tác động rủi ro khoản đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam vấn đề thu hút nhiều quan tâm giới nghiên cứu nhà quản trị ngân hàng Cụ thể, giới, có nhiều nghiên cứu cho thấy mối tương quan dương rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi Mohammad Hossein Khadem Dezfouli cộng (2014), Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees (2012), Zaphaniah Akunga Maaka (2013), … mối tương quan âm rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi Chung-Hua Shen cộng (2009); Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees (2012); Naser Ail Yadollahzadeh cộng (2013) Điều cho thấy, tác động rủi ro khoản đến tỷ suất sinh lợi NHTM vấn đề quan trọng cần phải nghiên cứu Trong bối cảnh vậy, nghiên cứu thực nhằm cung cấp thêm chứng có độ tin cậy cao để xác nhận mối quan hệ rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam Phần lại viết cấu trúc sau: Mục giới thiệu tổng quan sở lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến vấn đề nghiên cứu; Mục mô tả liệu sử dụng phương pháp nghiên cứu; Mục tóm tắt kết nghiên cứu thảo luận; cuối cùng, kết luận viết trình bày Mục Cơ sở lý thuyết chứng thực nghiệm Có nhiều quan điểm cho có mối quan hệ chiều rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi NHTM, tức rủi ro khoản cao đồng thời dẫn đến tỷ suất sinh lợi cao Các nghiên cứu có kết tác động chiều Mohammad Hossein Khadem Dezfouli cộng sự,2014; Ahmad Aref Almarazi, 2014; Ameira Nur Amila Binti Sohaini, 2013 Bên cạnh đó, có nhiều kết nghiên cứu cho thấy tác động ngược chiều rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi ngân hàng Chung-Hua Shen cộng sự,2009; Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees, 2012; Naser Ail Yadollahzadeh cộng sự, 2013 Nghiên cứu Chung Hua Shen mối quan hệ rủi ro khoản hiệu hoạt động ngân hàng Dữ liệu nghiên cứu gồm NHTM 12 kinh tế suốt giai đoạn 1994 – 2006 với phương pháp nghiên cứu sử dụng mơ hình giai đoạn (2SLS), kết nghiên cứu cho thấy rủi ro khoản có tác động ngược chiều đến hiệu hoạt động NHTM Tương tự, Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees tiến hành phân tích liệu 22 ngân hàng Pakistan giai đoạn từ năm 2004-2009 Kết nghiên cứu rủi ro khoản có tác động ngược chiều với hiệu hoạt động NHTM Zaphaniah Akunga Maaka (2013) nghiên cứu mối quan hệ rủi ro khoản hiệu tài 33 ngân hàng Kenya giai đoạn 2008-2012 đến kết luận rủi ro khoản có tác động ngược chiều với hiệu tài NHTM Kenya Cũng giống Zaphaniah, Naser Ail Yadollahzadeh Tabari cộng tìm thấy rủi ro khoản có tác động ngược chiều với NHTM Iran thông qua nghiên cứu 15 NHTM Iran khoảng thời gian từ năm 2003 - 2010 Khác với nghiên cứu trước đây, Mohammad Hossein Khadem Dezfouli nghiên cứu tác động rủi ro khoản đến khả sinh lợi NHTM thấy rủi ro khoản có tác động chiều với khả sinh lợi NHTM Iran, liệu nghiên cứu bao gồm 18 NHTM Iran giai đoạn 2005-2011 với phương pháp nghiên cứu sử dụng mô hình GMM Tại Việt Nam, nay, có vài nghiên cứu thực nghiệm công bố liên quan đến mối quan hệ rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi Cụ thể, tác giả Nguyễn Công Tâm Nguyễn Minh Hà nghiên cứu hiệu hoạt động ngân hàng nước khu vực Đông Nam Á học kinh nghiệm cho Việt Nam việc xem xét 28 NHTM nội địa có tổng tài sản lớn quốc gia khác (Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore, Việt Nam Thái Lan) giai đoạn 2007-2011 Nghiên cứu cho thấy, rủi ro khoản có tác động ngược chiều với khả sinh lợi NHTM Trên sở lý thuyết chứng thực nghiệm lược khảo trên, giả thuyết nghiên cứu sau đề xuất: H1: Khe hở tài trợ có tác động chiều đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam H2: Chỉ số trạng thái tiền mặt tác động chiều đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam H3: Tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản có tác động chiều với tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam H4: Quy mơ ngân hàng có tác động chiều đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam H5: Cấu trúc vốn có tác động chiều với tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam H6: Tỷ lệ nợ xấu có tác động ngược chiều đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam Dữ liệu phương pháp nghiên cứu 3.1 Dữ liệu sử dụng Nghiên cứu sử dụng mẫu nghiên cứu bao gồm 31 NHTM theo danh sách công bố Ngân hàng Nhà nước (NHNN) vào ngày 30/6/2018 từ năm 2012-2017 Tiêu chí chọn mẫu nghiên cứu NHTM cơng bố báo cáo tài đặn giai đoạn 20122017, loại trừ NHTM yếu bị sáp nhập 3.2 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy theo phương pháp POOLED OLS, FEM, REM Mơ hình hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ (POOLED OLS) để xác định yếu tố thực tác động đến tỷ suất sinh lợi ngân hàng Mơ hình hồi quy theo phương pháp tác động cố định (FEM) với giả định ngân hàng có đặc điểm riêng biệt tác động đến biến độc lập Mơ hình hồi quy theo phương pháp tác động ngẫu nhiên (REM) phân tích mối tương quan phần sai số ngân hàng với biến độc lập, qua kiểm soát đặc điểm riêng biệt ngân hàng 3.3 Mơ hình đề xuất Dựa vào mơ hình nghiên cứu Naser Ail Yadollahzadeh Tabari cộng (2013) Ahmed Arif and Ahmed Nauman Anees (2012), mơ hình nghiên cứu sau: ROAit= β0 + β1LGAPit+ β2CASHit + β4DEP + β6SIZEit+ β7NPL + β8ETA it + ε ROEit= β0 + β1LGAPit+ β2CASHit + β4DEP + β6SIZEit+ β7NPL + β8ETA it + ε Trong đó: Biến phụ thuộc tỷ suất sinh lợi tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) Biến độc lập khe hở tài trợ (LGAP), số trạng thái tiền mặt (CASH), tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản (DEP) Biến kiểm sốt bao gồm quy mơ ngân hàng (SIZE), quy mơ vốn chủ sở hữu (ETA), tỷ lệ nợ xấu (NPL) Bảng 1: Mơ tả biến mơ hình nghiên cứu Các biến Kỳ vọng Phương pháp đo lường dấu Biến phụ thuộc: Tỷ suất sinh lợi Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản (ROA) Tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) Biến độc lập: Rủi ro khoản Khe hở tài trợ (FGAP) + Chỉ số trạng thái tiền mặt (CASH) + Tiền gửi khách hàng tổng tài sản + (DEP) Biến kiểm sốt Quy mơ ngân hàng (SIZE) Ln(Tổng tài sản) + Quy mô vốn chủ sở hữu (ETA) + Tỷ lệ nợ xấu (NPL) - (Nguồn: Đề xuất nhóm tác giả) Bảng 2: Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu ROA ROE FGAP CASH DEP SIZE LLP ETA Mean 0.006066 0.070819 -0.131521 0.170854 0.671575 18.45168 0.023748 0.092680 Median 0.005777 0.061489 -0.132400 0.150030 0.681409 18.46344 0.021778 0.083649 Maximum 0.023926 0.239340 0.165500 0.520964 0.892171 20.90749 0.088066 0.238381 Minimum 8.29E-05 0.000683 -0.385674 0.045018 0.414081 16.40199 0.001424 0.034618 Std Dev 0.004516 0.052206 0.109852 0.088170 0.109160 1.077557 0.015504 0.040241 Skewness 1.101294 0.692260 0.044929 1.140269 -0.138623 0.156343 1.759836 1.674028 Kurtosis 4.967466 3.029663 2.531251 4.396764 2.529751 2.440944 6.823069 6.078780 Jarque-Bera 57.78534 12.70525 1.509173 47.38067 1.974248 2.718346 178.9011 137.0604 Probability 0.000000 0.001742 0.470205 0.000000 0.372647 0.256873 0.000000 0.000000 Sum 0.964490 11.26024 -20.91178 27.16586 106.7804 2933.817 3.775975 14.73613 Sum Sq Dev 0.003222 0.430624 1.906665 1.228279 1.882696 183.4584 0.037979 0.255857 Observations 159 159 159 159 159 159 159 159 (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Kết nghiên cứu thảo luận 4.1 Kết nghiên cứu Bảng 3: Hồi quy mơ hình ROA C FGAP CASH DEP SIZE NPL ETA POOLED OLS -0.043455 0.008673** 0.006132 0.003067 0.002244*** -0.027506 0.073397*** Phương pháp FEM -0.044113 0.009506* 0.005124 -0.007365 0.002651* -0.028072 0.078317*** REM -0.044658 0.010333** 0.006709 -0.002071 0.002486*** -0.026094 0.076283*** R2 hiệu chỉnh 0.267486 0.562142 0.282216 F-statistic 10.61592 6.966117 11.35367 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000 Biến Ghi chú: *, ** *** có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 10%, 5% 1% (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Bảng 4: Hồi quy mô hình ROE Biến C FGAP CASH DEP POOLED OLS -0.503676 0.128021*** 0.087335 0.045278 Phương pháp FEM -0.371135 0.164238*** 0.123772* 0.029477 REM -0.486599 0.151905*** 0.118306** 0.035391 SIZE NPL ETA 0.028841*** -0.244687 0.212053 0.022455 -0.285534 0.162405 0.028206*** -0.244652 0.202184 R2 có hiệu chỉnh 0.311431 0.644409 0.218060 F-statistic 12.91025 9.421495 8.343602 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000 Ghi chú: *, ** *** có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 10%, 5% 1% (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Bảng 5: Kiểm định Redundant Mơ hình ROA Mơ hình ROE Effects Test Statistic d.f Prob Cross-section F 4.653161 (28,124) 0.0000 Cross-section Chi-square 114.191873 28 0.0000 Cross-section F 6.083351 (28,124) 0.0000 Cross-section Chi-square 137.444856 28 0.0000 (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Bảng 6: Kiểm định Hausman Mơ hình ROA Mơ hình ROE Test Summary Cross-section random Cross-section random Chi-Sq.Statistic 5.698966 1.479697 Chi-Sq d.f 6 Prob 0.0477 0.0408 (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Bảng 7: Kết hồi quy theo phương pháp GLS Biến C FGAP CASH DEP SIZE NPL ETA Phương pháp GLS ROA ROE -0.042107 -0.537644 0.009094*** 0.145523*** 0.006596** 0.081607** 0.007409** 0.078678** 0.001992*** 0.029675*** -0.050967*** -0.478861*** 0.081226*** 0.253814*** R2 hiệu chỉnh 0.570308 0.706201 F-statistic 35.95092 64.29702 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 Ghi chú: *, ** *** có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 10%, 5% 1% (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Để lựa chọn mơ hình phù hợp ba mơ hình trên, tiến hành kiểm định so sánh mơ hình theo phương pháp POOLED OLS FEM, mơ hình hồi quy theo phương pháp FEM REM liệu bảng Kiểm định dùng kiểm định F (kiểm định Redundant) để so sánh lựa chọn theo phương pháp POOLED OLS hay FEM, kết kiểm định Redundant với mơ hình ROA ROE với Prob = 0.0000 < α = 5%, vậy, ước lượng theo phương pháp FEM phù hợp Kiểm định thứ hai kiểm định Hausman bảng Kết kiểm định Hausman mơ hình ROA giá trị Prob = 0.0477 < α = 0.05 nên mơ hình ROA ước lượng theo phương pháp FEM phù hợp mơ hình ước lượng theo phương pháp REM Kết kiểm định Hausman mô hình ROE giá trị Prob = 0.0408 < α = 0.05 nên mơ hình ROE ước lượng theo phương pháp FEM phù hợp Bảng 8: Kết nghiên cứu với giả thuyết kỳ vọng Biến FGAP CASH DEP SIZE NPL ETA Kết nghiên cứu Giả thuyết nghiên cứu ROA ROE 0.009094*** 0.145523*** + Chấp nhận giả thuyết 0.006596** 0.081607** + Chấp nhậngiả thuyết 0.007409** 0.078678** + Chấp nhậngiả thuyết 0.001992*** 0.029675*** + Chấp nhậngiả thuyết -0.050967*** -0.478861*** Chấp nhậngiả thuyết 0.081226*** 0.253814*** + Chấp nhậngiả thuyết Ghi chú: *, ** *** có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 10%, 5% 1% (Nguồn: Kết từ phần mềm EVIEWS) Dựa vào số liệu bảng cho thấy kết ước lượng mơ hình: Khe hở tài trợ (FGAP): Hệ số hồi quy 0.009094 cho thấy Việt Nam khe hở tài trợ tăng lên 1% ROA tăng 0.009094% điều kiện yếu tố khác không đổi Hệ số hồi quy 0.145523 cho thấy Việt Nam khe hở tài trợ tăng lên 1% ROE tăng 0.145523% điều kiện yếu tố khác không đổi Kết luận tương tự nghiên cứu Mohammad Hossein Khadem Dezfouli cộng (2014) Khe hở tài trợ lớn cho thấy ngân hàng cho vay nhiều huy động, điều giúp ngân hàng gia tăng lợi nhuận, nhiên lượng tiền mặt dự trự giảm, giảm tài sản khoản Cho vay tài sản có tính khoản kém, có tỷ suất lợi tức cao tài sản an toàn khác danh mục cho vay, tăng trưởng tín dụng với kiểm sốt tốt rủi ro tín dụng giúp cho ngân hàng gia tăng tỷ suất sinh lợi Thực tế cho thấy, giai đoạn nghiên cứu, khe hở tài trợ âm biến động tình hình kinh tế vĩ mơ lãi suất cho vay dẫn đến tốc độ tăng trưởng cho vay nhỏ tốc độ tăng trưởng tiền gửi Điều cho thấy rủi ro khoản thấp nguồn vốn huy động tăng cao, ngân hàng mua tài sản có tính khoản cao, đầu tư vào loại tài sản khác có khả sinh lời cao cho vay thị trường liên ngân hàng… từ gia tăng tỷ suất sinh lợi ngân hàng Chỉ số trạng thái tiền mặt (CASH): Hệ số hồi quy biến thuận chiều với ROA 0.006596 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Hệ số hồi quy thuận chiều với ROE 0.081607 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Đây kết ủng hộ nghiên cứu Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees (2012), Mohammad Hossein Khadem Dezfouli cộng (2014) Việc ngân hàng nắm giữ lượng tiền mặt lớn giúp ngân hàng đối phó với rủi ro bất ngờ xảy ra, giúp ngân hàng tiết kiệm chi phí vay để bù đắp tình trạng thiếu hụt khoản từ làm gia tăng lợi nhuận cho ngân hàng Thực tế cho thấy, giai đoạn nghiên cứu, ngân hàng thiếu hụt khoản, khó khăn để huy động vốn thị trường để bù đắp thiếu hụt, chi phí vay từ bên ngồi cao Chính thế, giai đoạn thị trường vốn bất ổn, việc ngân hàng nắm giữ đủ tài sản có tính khoản cao giúp ngân hàng tránh chi phí huy động cao rủi ro khả toán dẫn đến phá sản, đe dọa đến an toàn hệ thống ngân hàng Như vậy, việc nắm giữ nhiều tài sản khoản giúp ngân hàng tăng tỷ suất sinh lợi Tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản (DEP): có tác động chiều với ROA 0.007409 có ý nghĩa thống kê Đối với ROE tương tự có tác động chiều hệ số hồi quy 0.078678 Đây kết phù hợp với nghiên cứu Ahmed Arif Ahmed Nauman Anees (2012), Zaphaniah Akunga Maaka (2013), Mohammad Hossein Khadem Dezfouli cộng (2014) Nguồn vốn huy động sử dụng cho vay hiệu giúp ngân hàng thu nhiều lãi làm tăng tỷ suất sinh lợi ngân hàng Hơn nữa, nguồn huy động vốn từ tiền gửi nguồn tài giá rẻ ổn định so với nguồn tài khác, giúp ngân hàng giảm chi phí vốn, tăng nguồn lực tài vay, đầu tư chứng khốn, góp vốn đầu tư dài hạn, từ gia tăng tỷ suất sinh lợi ngân hàng Thực tế cho thấy, giai đoạn nghiên cứu, tốc độ tăng trưởng tiền gửi cao tốc độ tăng trưởng tín dụng tốc độ tăng trưởng tiền gửi bắt đầu chậm lại năm gần kinh tế có nhiều biến động Với sách tiền tệ thắt chặt, nhằm kiểm soát lạm phát, nên ngân hàng gặp nhiều khó khăn việc cho vay Kết luận Nghiên cứu bổ sung thêm chứng thực nghiệm mối quan hệ rủi ro khoản tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam Sử dụng liệu 31 NHTM giai đoạn 2012-2017, kết nghiên cứu cho thấy khe hở tài trợ, số trạng thái tiền mặt, tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản có tác động chiều với ROA ROE NHTM Việt Nam Kết nghiên cứu NHTM Việt Nam cần kiểm soát tốt khe hở tài trợ, trì số trạng thái tiền mặt tỷ lệ tiền gửi khách hàng tổng tài sản mức hợp lý nhằm nâng cao tỷ suất sinh lợi Tài liệu tham khảo Arif, A., & Nauman Anees, A (2012) Liquidity risk and performance of banking system Journal of Financial Regulation and Compliance, 20(2), 182-195 Basel Committee on Banking Supervision (2003) Public Disclosure by Banks: results of the 2001 disclosure survey Bonfim, D., & Kim, M (2014) Liquidity risk in banking: is there herding? Brunnermeier, M K., & Pedersen, L H (2008) Market liquidity and funding liquidity The Review of Financial Studies, 22(6), 2201-2238 Claeys, S., & Vander Vennet, R (2008) Determinants of bank interest margins in Central and Eastern Europe: A comparison with the West Economic Systems, 32(2), 197-216 Decker, P A (2000) The changing character of liquidity and liquidity risk management: A regulator's perspective Federal Reserve Bank of Chicago 7 Dezfouli, M H K., Hasanzadeh, A., & Shahchera, M (2014) Inspecting the effectiveness of liquidity risk on banks profitability Kuwait Chapter of the Arabian Journal of Business and Management Review, 3(9), 191 Diamond, D W., & Dybvig, P H (1983) Bank runs, deposit insurance, and liquidity Journal of political economy, 91(3), 401-419 Diamond, D W., & Rajan, R G (2001) Banks and liquidity The American Economic Review, 91(2), 422-425 10 Duttweiler, R (2011) Managing liquidity in banks: a top down approach: John Wiley & Sons 11 Eichberger, J., & Summer, M (2005) Bank capital, liquidity, and systemic risk Journal of the European Economic Association, 3(2-3), 547-555 12 Francis, R (2013) Report of the Mid Staffordshire NHS Foundation Trust public inquiry: executive summary (Vol 947) The Stationery Office 13 Gomes, T., & Khan, N (2011) Strengthening bank management of liquidity risk: The Basel III liquidity standards Bank of Canada Financial System Review, 5, 35- 42 14 Hassan, M K., & Bashir, A H M (2003, December) Determinants of Islamic banking profitability In 10th ERF annual conference, Morocco (Vol 7) 15 Kyriaki Kosmido & Constantin Zopounidis (2008) Measurement of Bank performance in Greece South-Eastern Europe Journal of Economics 16 Maaka, Z A (2013) The relationship between liquidity risk and financial performance of commercial banks in Kenya Unpublished MBA Project, 25-27 17 MOORE, W 2010 How financial crises affect commercial bank liquidity? Evidence from Latin America and the Caribbean MPRA Paper 18 Muhammad Kashif Razzque Khan and Nadeem Syed (2013) Liquidity Risk and Performance of the Banking System Journal of Scientific and Industrial Research, 11(2), 5570 19 Nguyễn Công Tâm, & Nguyễn Minh Hà (2012) Hiêu hoạt động ngân hàng nước Đông Nam Á học kinh nghiệm cho Việt Nam Kinh tế trị giới, 111(199), 17-30 20 Poorman Jr, F., & Blake, J (2005) Measuring and modeling liquidity risk: new ideas and metrics Financial Managers Society Inc White Paper 21 Shen, C H., Chen, Y K., Kao, L F., & Yeh, C Y (2009, June) Bank liquidity risk and performance In 17th Conference on the theories and practices of securities and financial markets, Hsi-Tze Bay, Kaohsiung, Taiwan ... với giả thuy t kỳ vọng Biến FGAP CASH DEP SIZE NPL ETA Kết nghiên cứu Giả thuy t nghiên cứu ROA ROE 0.009094*** 0.145523*** + Chấp nhận giả thuy t 0.006596** 0.081607** + Chấp nhậngiả thuy t 0.007409**... 0.078678** + Chấp nhậngiả thuy t 0.001992*** 0.029675*** + Chấp nhậngiả thuy t -0.050967*** -0.478861*** Chấp nhậngiả thuy t 0.081226*** 0.253814*** + Chấp nhậngiả thuy t Ghi chú: *, ** *** có... thấy, rủi ro khoản có tác động ngược chiều với khả sinh lợi NHTM Trên sở lý thuy t chứng thực nghiệm lược khảo trên, giả thuy t nghiên cứu sau đề xuất: H1: Khe hở tài trợ có tác động chiều đến tỷ