Tác động của thanh khoản đến khả năng sinh lợi trên tài sản của các ngân hàng thương mại

32
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
TÓM TẮT
Mục đích chính của bài nghiên cứu là 
kiểm định sự tác động của thanh khoản đến 
khả nĕng sinh lợi trên tài sản (ROA) của các 
ngân hàng thương mại Việt Nam. Tác giả 
đã sử dụng dữ liệu bảng gồm 16 ngân hàng 
thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2008-
2016. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, các 
thành phần của thanh khoản gồm: tỷ lệ tài sản 
có tính thanh khoản trên tổng tài sản (LIQ), 
tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách 
hàng (LDE) có tác động đến khả nĕng sinh 
lợi trên tài sản (ROA). Ngoài ra, tác giả cũng 
tìm thấy tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu 
(CAP), tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế (GDP) đến 
khả nĕng sinh lợi trên tổng tài sản (ROA).
Từ khóa: tỷ lệ thanh khoản, lợi nhuận 
ngân hàng, mô hình hồi quy, ngân hàng 
thương mại, Việt Nam.
TÁC ĐỘNG CỦA THANH KHOẢN ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI TRÊN TÀI SẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI
Bùi Ngọc Toản*
* ThS. GV. Trường Đại học Công nghiệp Tp.HCM. Email: buingoctoan@iuh.edu.vn
EFFECTS OF LIQUIDITY ON RETURN ON ASSETS 
OF COMMERCIAL BANKS
ABSTRACT
The main aim of this article is to examine 
the effect of liquidity on return on assets 
(ROA) of commercial banks in Vietnam. The 
author used panel data of 16 commercial 
banks in Vietnam during the period 2008-
2016. The results reveal that the components 
of liquidity the number of liquid assets to 
total assets (LIQ), rate loans on customer 
deposits (LDE) have an impact on return on 
assets (ROA). In addition, the author also 
found out the effect of capital ratio (CAP) 
and the rate of economic growth (GDP) on 
return on assets (ROA).
Key words: liquidity ratio, bank proits, 
regression model, commercial banks, 
Vietnam.
1. GIỚI THIỆU
Thanh khoản ngân hàng là một vấn đề 
được thảo luận rất nhiều khi cuộc khủng hoảng 
kinh tế thế giới diễn ra bắt đầu vào nĕm 2007. 
Sở dĩ thanh khoản lại được nhắc đến nhiều 
trong giai đoạn này là vì khi thanh khoản của 
ngân hàng giảm sút sẽ kéo theo tình trạng bất 
ổn về tài chính, làm giảm khả nĕng sinh lợi 
của ngân hàng. Việc nắm giữ các tài sản có 
tính thanh khoản sẽ giúp cho các ngân hàng 
có thể vững vàng trước những cú sốc từ nền 
kinh tế. Tuy nhiên, việc sở hữu quá nhiều tài 
sản có tính thanh khoản sẽ có thể làm cho các 
ngân hàng mất đi các cơ hội kinh doanh, dẫn 
33
Tác động của thanh khoản ...
đến nguy cơ giảm lợi nhuận. Qua quá trình 
lược khảo các nghiên cứu trước, tác giả thấy 
rằng có khá nhiều nghiên cứu đã tiến hành 
đánh giá thực trạng về thanh khoản cũng như 
về khả nĕng sinh lợi của ngân hàng, nhưng 
lại có rất ít nghiên cứu thực nghiệm tiến hành 
xác định sự tác động của thanh khoản đến 
khả nĕng sinh lợi của ngân hàng. Do đó, tác 
giả đã tiến hành nhận dạng và xác định mức 
độ tác động của thanh khoản đến khả nĕng 
sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) của các ngân 
hàng thương mại Việt Nam nhằm đưa thêm 
bằng chứng thực nghiệm về vấn đề này. Đây 
cũng là cơ sở để góp phần giúp các cơ quan 
quản lý, các ngân hàng thương mại đưa ra 
những chính sách điều hành phù hợp nhằm 
gia tĕng khả nĕng sinh lợi.
2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC 
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
Thanh khoản là khả nĕng tiếp cận các 
khoản tài sản hoặc nguồn vốn có thể dùng 
để chi trả với chi phí hợp lý ngay khi nhu 
cầu vốn phát sinh. Thanh khoản đại diện cho 
khả nĕng thực hiện tất cả các nghĩa vụ thanh 
toán khi đến hạn. Do thực hiện bằng tiền 
mặt, thanh khoản chỉ liên quan đến các dòng 
lưu chuyển tiền tệ. Việc không thể thực hiện 
nghĩa vụ thanh toán sẽ dẫn đến tình trạng 
thiếu thanh khoản. 
Sự tác động của thanh khoản đến khả nĕng 
sinh lợi của ngân hàng đã được khá nhiều tác 
giả tiến hành nghiên cứu tại các nền kinh tế 
và khu vực khác nhau, dưới đây là phần tóm 
lược nội dung của một số nghiên cứu:
Bordeleau và Graham (2010) đã kiểm 
định sự tác động của tài sản có tính thanh 
khoản đến khả nĕng sinh lợi của các ngân 
hàng ở Mỹ và Canada trong giai đoạn 1997-
2009. Kết quả nghiên cứu cho rằng, có sự 
tác động của tài sản có tính thanh khoản đến 
khả nĕng sinh lợi tại các ngân hàng. Ngoài 
ra, nghiên cứu cũng tìm thấy sự tác động của 
biến kiểm soát tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế và tỷ 
lệ vốn chủ sở hữu đến khả nĕng sinh lợi.
Kumbirai và Webb (2010) khi nghiên cứu 
dữ liệu của các ngân hàng thương mại ở Nam 
Phi trong giai đoạn 2005- 2009 đã cho rằng 
có sự tác động của tỷ lệ thanh khoản đến khả 
nĕng sinh lợi ngân hàng. Tỷ lệ thanh khoản 
được đo lường thông qua chỉ tiêu: tỷ lệ tài sản 
có tính thanh khoản trên tổng tài sản và tỷ lệ 
dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách hàng.
Gần đây, Rasul (2013) khi nghiên cứu sự 
tác động của thanh khoản đến khả nĕng sinh 
lợi tại các ngân hàng Hồi giáo trong giai đoạn 
2001 - 2011 đã cho rằng tỷ lệ tài sản có tính 
thanh khoản và tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền 
gửi của khách hàng có tác động đến khả nĕng 
sinh lợi (ROA).
Nimer và các cộng sự (2013) đã tìm thấy 
tác động có ý nghĩa thống kê của tỷ lệ thanh 
khoản lên khả nĕng sinh lợi (ROA) tại 15 
ngân hàng của Jordan trong giai đoạn 2005-
2011. 
Trong một nghiên cứu khác, Lartey và các 
cộng sự (2013) đã nghiên cứu về mối quan hệ 
giữa tỷ lệ thanh khoản và khả nĕng sinh lợi 
của các ngân hàng thương mại niêm yết trên 
sở giao dịch chứng khoán Ghana trong thời 
kỳ 2005-2010. Kết quả nghiên cứu cho rằng, 
có sự tác động của tỷ lệ thanh khoản lên khả 
nĕng sinh lợi của các ngân hàng thương mại 
(cả tỷ lệ thanh khoản và khả nĕng sinh lợi đều 
giảm trong giai đoạn này).
Ngoài ra, Ibe (2013) đã chọn ngẫu nhiên 
ba ngân hàng ở Nigeria để nghiên cứu và 
thấy rằng tỷ lệ thanh khoản có tác động đến 
khả nĕng sinh lợi. Tỷ lệ thanh khoản được đo 
lường thông qua chỉ tiêu tài sản có tính thanh 
khoản và tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của 
khách hàng.
34
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Cĕn cứ vào các nghiên cứu trước ta thấy, 
thanh khoản ngân hàng được đo lường thông 
qua hai chỉ tiêu và có sự tác động đến khả 
nĕng sinh lợi (ROA) của ngân hàng như sau:
- Tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản trên 
tổng tài sản được đo lường bằng cách lấy 
tài sản có tính thanh khoản chia cho tổng 
tài sản của ngân hàng. Tài sản có tính thanh 
khoản bao gồm: tiền mặt và các khoản 
tương đương tại quỹ, tiền gửi tại ngân hàng 
nhà nước, tiền và vàng gửi tại các tổ chức 
tín dụng khác, cho vay các tổ chức tín dụng 
khác (Rasul, 2013). Bản chất của kinh doanh 
trong ngân hàng là thường xuyên phải dùng 
những khoản tiền gửi ngắn hạn của khách 
hàng vào cho vay dài hạn. Vì vậy, ngân hàng 
cần giữ đủ tài sản có tính thanh khoản để 
đảm bảo an toàn, tránh các vấn đề có nguy 
cơ phá sản. Bordeleau và Graham (2010), 
Rasul (2013), Nimer và các cộng sự (2013), 
Lartey và các cộng sự (2013), Ibe (2013) đã 
tìm thấy tác động tích cực của tỷ lệ tài sản 
có tính thanh khoản đến khả nĕng sinh lợi 
(ROA). Sở dĩ có kết quả này vì các ngân 
hàng có tỷ lệ thanh khoản ở mức vừa phải 
có thể vừa chịu được các rủi ro tài chính, 
vừa làm giảm chi phí vay mượn từ bên ngoài 
để đảm bảo thanh khoản, điều này sẽ khiến 
cho khả nĕng sinh lợi cao hơn, hay nói cách 
khác là thanh khoản sẽ cải thiện khả nĕng 
sinh lợi của ngân hàng.
- Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của 
khách hàng: chỉ tiêu này được đo lường bằng 
cách lấy dư nợ cho vay chia tiền gửi của 
khách hàng, chỉ tiêu này phản ánh chênh lệch 
giữa nguồn thu nhập chính của ngân hàng và 
chi phí mà ngân hàng phải bỏ ra để huy động 
vốn. Do đó, chênh lệch này càng lớn sẽ giúp 
nâng cao khả nĕng sinh lợi của ngân hàng. 
Rasul (2013), Ibe (2013) đã tìm thấy tác động 
tích cực và có ý nghĩa thống kê của tỷ lệ dư 
nợ cho vay trên tiền gửi của khách hàng lên 
khả nĕng sinh lợi ngân hàng (ROA).
Dựa vào kết quả của các nghiên cứu 
trước, tác giả tiến hành xây dựng mô hình 
nghiên cứu định lượng để nhận dạng sự tác 
động của thanh khoản đến khả nĕng sinh 
lợi (ROA) tại các ngân hàng thương mại 
Việt Nam.
3. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, 
các yếu tố phản ánh về thanh khoản có tác 
động đến khả nĕng sinh lợi của ngân hàng 
bao gồm: tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản, 
tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách 
hàng. Ngoài ra, tác giả đưa thêm biến tỷ lệ 
tĕng trưởng kinh tế (GDP) và tỷ lệ vốn chủ 
sở hữu vào nghiên cứu nhằm đóng vai trò là 
biến kiểm soát của mô hình.
Mô hình nghiên cứu dự kiến có phương 
trình như sau:
ROAit = β0 + β1 LIQit + β2 LDEit + β3 CAPit + β4 GDPt + εit
Trong đó: 
Biến phụ thuộc: khả nĕng sinh lợi trên 
tổng tài sản (ROAit).
Biến độc lập: tỷ lệ tài sản có tính thanh 
khoản trên tổng tài sản (LIQit), tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách hàng (LDEit).
Biến kiểm soát: tỷ lệ vốn chủ sở hữu 
(CAPit), tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế (GDPt).
35
Tác động của thanh khoản ...
Bảng 1: Các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu
Tên biến Cách đo lường biến
Biến phụ thuộc
Khả nĕng sinh lợi trên tổng tài sản 
(ROAit)
Lợi nhuận sau thuế ngân hàng i nĕm t / Tổng tài 
sản ngân hàng i nĕm t
Các biến độc lập
Tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản trên 
tổng tài sản (LIQit)
Tài sản có tính thanh khoản ngân hàng i nĕm t / 
Tổng tài sản ngân hàng i nĕm t
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của 
khách hàng (LDEit)
Doanh số cho vay ngân hàng i nĕm t / Tổng tiền 
gửi của khách hàng ngân hàng i nĕm t
Biến kiểm soát
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn 
vốn (CAPit)
Vốn chủ sở hữu ngân hàng i nĕm t / Tổng nguồn 
vốn ngân hàng i nĕm t
Tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế nĕm t 
(GDPt)
Dữ liệu được thu thập từ website của World Bank
 Nguồn: Tổng hợp của tác giả
4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ 
LIỆU NGHIÊN CỨU
4.1. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng 
thông qua hồi quy tuyến tính đa biến để 
lượng hóa sự tác động của các biến độc lập 
lên biến phụ thuộc trong mô hình. Trước tiên, 
nghiên cứu sẽ kiểm định hiện tượng đa cộng 
tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình 
thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương 
sai (VIF), nếu hệ số VIF lớn hơn hoặc bằng 
10 thì hiện tượng đa cộng tuyến được đánh 
giá là nghiêm trọng (Gujrati, 2003). Tiếp 
theo đó, nghiên cứu tiến hành kiểm định 
hiện tượng tự tương quan và hiện tượng 
phương sai của sai số thay đổi. Nếu không 
có hiện tượng tự tương quan và phương sai 
của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ sử dụng 
các phương pháp hồi quy thông thường trên 
dữ liệu bảng. Tuy nhiên, nếu có hiện tượng 
tự tương quan và phương sai của sai số thay 
đổi thì nghiên cứu sẽ chuyển sang phương 
pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi 
(Feasible General Least Square – FGLS). 
Wooldridge (2002) cho rằng, phương pháp 
này rất hữu dụng khi kiểm soát được hiện 
tượng tự tương quan và hiện tượng phương 
sai của sai số thay đổi.
4.2. Dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ các 
báo cáo tài chính đã kiểm toán được công bố 
trên website của 16 ngân hàng thương mại tại 
Việt Nam trong giai đoạn 2008-2016. Sau khi 
dữ liệu được thu thập, tác giả thực hiện bước 
tiếp theo là tính toán các biến dựa trên số liệu 
thu thập được từ báo cáo tài chính.
5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ 
THẢO LUẬN
5.1. Thống kê mô tả
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 16 
ngân hàng thương mại trong giai đoạn 2008-
2016 với các biến số được mô tả trong bảng 
2 sau đây:
36
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Biến Số quan sát Trung bình Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn 
nhất
ROAit 144 0,0103 0,0001 0,0254
LIQit 144 0,2280 0,0455 0,5059
LDEit 144 0,8868 0,3719 1,4617
CAPit 144 0,1025 0,0426 0,3563
GDPt 144 0,0602 0,0525 0,0713
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến 
 Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
 Từ kết quả thống kê mô tả cho thấy, 
các biến trong mô hình ước lượng đều thu đủ 
dữ liệu với 144 quan sát. Khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản cao nhất là Ngân Hàng TMCP 
Xĕng Dầu Petrolimex (vào nĕm 2011), thấp 
nhất là Ngân hàng TMCP Quốc dân (vào nĕm 
2012). Tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản trên 
tổng tài sản cao nhất là Ngân hàng TMCP 
Hàng Hải Việt Nam, thấp nhất là Ngân hàng 
TMCP Quốc tế (đều vào nĕm 2008). Tỷ lệ 
dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách hàng 
cao nhất là Ngân Hàng TMCP Xĕng Dầu 
Petrolimex vào nĕm 2007, thấp nhất là Ngân 
hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam vào nĕm 
2014. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn 
vốn đạt giá trị cao nhất là Ngân hàng TMCP 
Kiên Long (vào nĕm 2008), thấp nhất là Ngân 
hàng TMCP Á Châu (vào nĕm 2011). 
5.2. Phân tích tương quan
Hệ số tương quan giữa các biến trong mô 
hình được mô tả ở bảng 3 sau đây:
Bảng 3: Hệ số tương quan giữa các biến
ROAit LIQit LDEit CAPit GDPt
ROAit 1,0000
LIQit 0,2457 1,0000
LDEit 0,1466 -0,1582 1,0000
CAPit 0,2294 -0,0485 0,3413 1,0000
GDPt 0,1455 0,0747 0,0557 -0,0224 1,0000
 Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Dựa vào bảng 3 ta thấy tất cả các biến 
đều tác động cùng chiều lên khả nĕng sinh 
lợi trên tổng tài sản của ngân hàng. Không 
có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng 
(tự tương quan giữa các biến độc lập trong 
mô hình) do các hệ số tương quan có giá trị 
khá thấp (giá trị cao nhất là 0.3413, chuẩn so 
sánh theo Farrar và Glauber (1967) là 0.8). 
Kết quả phân tích tương quan trên phù hợp 
với hầu hết các nghiên cứu trước trên thế giới 
và phù hợp với kỳ vọng của tác giả trong giai 
đoạn nghiên cứu này tại Việt Nam.
37
Tác động của thanh khoản ...
5.3. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Bảng 4: Kết quả kiểm định VIF, phương sai của sai số thay đổi và tự tương quan
Kiểm định VIF Kiểm định phương sai của sai số thay đổi Kiểm định tự tương quan
Biến VIF 1/VIF White’s test Wooldridge test
LDEit 1,17 0,8579
Chi2 (14) = 18,66 F (1, 15) = 35,521CAPit 1,13 0,8817LIQit 1,03 0,9679
GDPt 1,01 0,9878Giá trị trung bình = 1,09 Prob > chi2 = 0,1784 Prob > F = 0,0000*
Ghi chú: * có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%
 Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến 
bằng hệ số nhân tử phóng đại phương sai cho 
kết quả VIF < 10, do đó hiện tượng đa cộng 
tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng. 
Kiểm định White cho thấy mô hình nghiên 
cứu không có hiện tượng phương sai của sai 
số thay đổi với mức ý nghĩa 10%. Kiểm định 
Wooldridge cho thấy mô hình nghiên cứu có 
hiện tượng tự tương quan với mức ý nghĩa 1%.
5.4. Kết quả hồi quy và thảo luận
Tiếp theo, nghiên cứu áp dụng các 
phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao 
gồm: pooled regression (POLS), ixed effects 
model (FEM) và random effects model 
(REM). Kết quả nghiên cứu cho thấy phương 
pháp hồi quy random effects model (REM) 
tỏ ra phù hợp hơn do kiểm định F(15, 124) = 
7,16 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, 
kiểm định Hausman chi2(4) = 1,31 không có 
ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Tuy 
nhiên, mô hình nghiên cứu có hiện tượng tự 
tương quan giữa các sai số, hiện tượng này có 
thể được kiểm soát bằng phương pháp bình 
phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) 
nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và 
hiệu quả (Wooldridge, 2002). Kết quả các mô 
hình nghiên cứu như sau:
Bảng 5: Kết quả mô hình nghiên cứu
ROAit
Hệ số hồi quy
POLS FEM REM FGLS
Hằng số -0,0044 -0,0109* -0,0086** -0,0058
LIQit 0,0138* 0,0188* 0,0180* 0,0136*
LDEit 0,0028 0,0076* 0,0059** 0,0044***
CAPit 0,0232** 0,0413* 0,0338* 0,0233**
GDPt 0,1105 0,0981*** 0,1010*** 0,1105**
R2 14,67% 33% 32,73%
38
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Với biến phụ thuộc là khả nĕng sinh 
lợi trên tổng tài sản (ROAit), sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện 
tượng tự tương quan giữa các sai số, ta 
có kết quả nghiên cứu như sau: hai biến 
độc lập đại diện cho thanh khoản là tỷ lệ 
tài sản có tính thanh khoản trên tổng tài 
sản (LIQit) và tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của khách hàng (LDEit) tác động cùng chiều đến khả nĕng sinh lợi trên tổng tài 
sản (ROAit). Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy sự tác động cùng chiều của hai biến 
kiểm soát (tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAPit) và tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế (GDPt)) đến khả nĕng sinh lợi trên tổng tài sản (ROAit).
Điều này có thể được giải thích như sau:
- Biến độc lập tỷ lệ tài sản có tính thanh 
khoản trên tổng tài sản (LIQit)
Tỷ lệ tài sản có tính thanh khoản trên tổng 
tài sản (LIQit) tác động tích cực lên khả nĕng sinh lợi trên tổng tài sản (ROAit) của các ngân hàng thương mại Việt Nam và có ý nghĩa với 
mức ý nghĩa 1%. Kết quả này có thể được giải 
thích: các ngân hàng có tỷ lệ thanh khoản ở mức 
hợp lý có thể vừa chịu được các rủi ro tài chính, 
vừa làm giảm chi phí vay mượn từ bên ngoài 
để đảm bảo thanh khoản, điều này sẽ khiến cho 
lợi nhuận cao hơn, hay nói cách khác là tỷ lệ tài 
sản có tính thanh khoản trên tổng tài sản sẽ cải 
thiện khả nĕng sinh lợi của ngân hàng. Kết quả 
này cũng tìm thấy tương tự trong các nghiên 
cứu của Bordeleau và Graham (2010), Rasul 
(2013), Nimer và các cộng sự (2013), Lartey và 
các cộng sự (2013), Ibe (2013).
- Biến độc lập tỷ lệ dư nợ cho vay trên 
tiền gửi của khách hàng (LDEit)
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của 
khách hàng (LDEit) tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê lên khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản (ROAit) của các ngân hàng thương mại Việt Nam với mức ý nghĩa 10%. 
Kết quả này cho thấy rằng khi tỷ lệ cho vay 
trên tổng tài sản gia tĕng hơn so với lượng 
tiền huy động được sẽ tạo ra nguồn thu nhập 
làm tĕng khả nĕng sinh lợi của các ngân 
hàng thương mại. Điều này cũng tìm thấy 
tương tự trong các nghiên cứu của Rasul 
(2013), Ibe (2013).
- Biến kiểm soát tỷ lệ vốn chủ sở hữu 
(CAPit)
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAPit) tác động có ý nghĩa lên khả nĕng sinh lợi của các ngân hàng 
thương mại Việt Nam với mức ý nghĩa 5%. 
CAPit tác động tích cực lên ROAit vì trong giai đoạn này nền kinh tế gặp khó khĕn, các ngân 
hàng thương mại có xu hướng nâng cao tỷ lệ 
vốn chủ sở hữu để tĕng khả nĕng chịu đựng 
trước các rủi ro tài chính, các ngân hàng sẽ chủ 
động trong các hoạt động hơn, điều này giúp 
cho khả nĕng sinh lợi của các ngân hàng sẽ gia 
tĕng. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu 
của Bordeleau và Graham (2010).
- Biến kiểm soát tỷ lệ tĕng trưởng kinh 
tế (GDPt)
Tỷ lệ tĕng trưởng kinh tế (GDPt) tác động 
tích cực và có ý nghĩa đến khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản (ROAit) của các ngân hàng 
F-test
F(4, 139) 
= 5,97
Prob > F = 
0,0000*
F(4, 124) 
= 15,27
Prob > F 
= 0,0000*
Wald chi2(4) 
= 51,32
Prob > chi2 
= 0,0000*
Wald chi2(4) 
= 25,16
Prob > chi2 
= 0,0000*
Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%
 Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
39
Tác động của thanh khoản ...
thương mại Việt Nam. Kết quả này có thể 
được giải thích rằng: trong giai đoạn này tỷ 
lệ tĕng trường kinh tế ở Việt Nam giảm sút, 
việc cho vay giảm, tốc độ tĕng của khả nĕng 
sinh lợi ngân hàng không cao (thậm chí còn 
giảm mạnh vào nĕm 2012 – 2013). Kết quả 
này phù hợp với nghiên cứu của Bordeleau 
và Graham (2010).
6. KẾT LUẬN 
Bài nghiên cứu kiểm định sự tác động của 
thanh khoản đến khả nĕng sinh lợi trên tổng 
tài sản (ROA) tại 16 ngân hàng thương mại 
Việt Nam giai đoạn 2008 – 2016. Tác giả đã 
áp dụng các phương pháp hồi quy trên dữ liệu 
bảng, bao gồm: pooled regression (POLS), 
ixed effects model (FEM), random effects 
model (REM), tiếp đó là phương pháp bình 
phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) 
nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và 
hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy hai 
biến độc lập đại diện cho thanh khoản là tỷ lệ 
tài sản có tính thanh khoản trên tổng tài sản 
(LIQ), tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của 
khách hàng (LDE) và hai biến kiểm soát tỷ 
lệ vốn chủ sở hữu (CAP) và tỷ lệ tĕng trưởng 
kinh tế (GDP) đều tác động cùng chiều đến 
khả nĕng sinh lợi trên tổng tài sản (ROA). 
Kết quả nghiên cứu là cơ sở để góp phần giúp 
các cơ quan quản lý, ngân hàng thương mại, 
nhà đầu tư nhận định một cách rõ hơn về sự 
tác động của thanh khoản đến khả nĕng sinh 
lợi (ROA). Kết quả này là bằng chứng thực 
nghiệm của các ngân hàng thương mại ở Việt 
Nam, do đó mang lại giá trị thiết thực đối 
với ngành ngân hàng ở nước ta. Với kết quả 
này, bài nghiên cứu đã đạt được mục tiêu đề 
ra. Tuy nhiên, bài nghiên cứu còn gặp hạn 
chế như số lượng ngân hàng đưa vào nghiên 
cứu còn ít (do đặc thù của ngành ngân hàng 
tại Việt Nam), chưa xét đến sự tác động của 
thanh khoản đến một số chỉ tiêu cũng phản 
ánh khả nĕng sinh lợi của ngân hàng như tỷ 
suất lợi nhuận ròng biên, khả nĕng sinh lợi 
trên vốn chủ sở hữu, đây cũng là hướng 
nghiên cứu cho các bài nghiên cứu tiếp theo.
TÀI LIỆU THAM KHẢO.
[1]. Bordeleau, E. and Graham, C. 
(2010). The Impact of Liquidity on Bank 
Proitability. Bank of Canada Working Paper 
2010-38.
[2]. Farrar, D. and Glauber, R. (1967). 
Multicollinearity in Regression Analysis: The 
Problem Revisited. Review of Economics and 
Statistics, Vol.49, pp.92-107.
[3]. Gujarati, D. (2003). Basic Econometrics 
(4th edn), New York: McGraw-Hill. 
[4]. Ibe, S. (2013). The Impact of Liquidity 
Management on the Proitability of Banks 
in Nigeria. Journal of Finance and Bank 
Management.
[5]. Kumbirai, M. and Webb, R. (2010). A 
inancial Ratio Analysis of Commercial Bank 
Performance in South Africa. African Review of 
Economics and Finance, Vol 2, No 1, Dec 2010.
[6]. Victor Curtis Lartey, Samuel Antwi, Eric 
Koi Boadi (2013). The Relationship between 
Liquidity and Proitability of Listed Banks in 
Ghana. International Journal of Business and 
Social Science. Vol. 4 No. 3; March 2013.
[7]. Nimer, M. and các cộng sự (2013). 
The impact of liquidity on Jordanian banks 
proitability through return on assets. 
Interdisciplinary Journal of Contemporary 
Research in Business, Vol 5, No 7.
[8]. Rasul, L. (2013). Impact of Liquidity on 
Islamic Banks’ Proitability: Evidence from 
Bangladesh. AUDO, Vol 9, no 2, pp. 23-36.
[9]. Wooldridge, J. (2002). Introductory 
Econometrics: A Mordern Approach, 2nd Ed. 
South-Western College.