Sự phân bổ dữ liệu của các biến độc lập cũng được trình bày. SIZE đại diện cho quy mô ngân hàng, có giá trị cao nhất 0.680, thấp nhất là 0.032 trung bình là 0.245, độ biến động so với giá trị trung bình là 0.131 cho thấy không có sự chênh lệch lớn về quy mô của các ngân hàng trong mẫu qua các năm. Nhìn chung tỷ lệ chênh lệch này thấp hơn so với nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
LIA đại diện cho chất lượng tài sản thanh khoản, có giá trị cao nhất 38.675, thấp nhất là 3.799 trung bình là 9.984, độ biến động so với giá trị trung bình là 5.018 cho thấy có sự chênh lệch lớn về tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng tài sản của các ngân hàng trong mẫu qua các năm. Nhìn chung tỷ lệ này có độ chêch lệch khá tương đồng so với nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
LADS có giá trị cao nhất là 10.656, thấp nhất chỉ là 1.916 cho thấy tỷ lệ LADS biến động giữa các ngân hàng, trung bình là 4.032, độ lệch chuẩn là 1.488 cho thấy sự có sự chênh lệch về tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng vốn huy động ngắn hạn của các ngân hàng trong mẫu qua các năm. Nhìn chung tỷ lệ này có độ chêch lệch khá cao tương đồng so với nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (ETA) có giá trị cao nhất là 4.082, thấp nhất chỉ là 0.013, giá trị trung bình là 1.235, độ lệch chuẩn là 0.739 cho thấy sự phân bổ tỷ lệ này chênh lệch không lớn ở các ngân hàng trong mẫu qua các năm.
LLP đại diện cho RRTD, có giá trị cao nhất 243.755, thấp nhất là 5.669 trung bình là 53.942, độ biến động so với giá trị trung bình là 44.888 cho thấy sự chênh lệch lớn về tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên dư nợ cho vay của các ngân hàng trong mẫu qua các năm. Nhìn chung, tỷ lệ này thấp hơn so với nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
Đối với các biến vĩ mô được sử dụng trong mô hình , đáng chú ý vẫn là biến tỷ lệ lạm phát INFL và tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) có sự biến động khá lớn. Độ lệch chuẩn của INFL chênh lệch khá lớn có giá trị cao nhất trong hai năm 2008 và 2011. Sự biến động khá lớn của INFL trong hai năm trên đã làm cho độ lệch chuẩn
tăng lên khá lớn. Đối với biến INFL, độ lệch chuẩn khá lớn là 5.980; đối với biến GDP có độ lệch chuẩn là 0.687.
4.1.2 Phân tích hệ số tương quan
Bảng 4.3 và 4.4 trình bày kết quả tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng lên RRTK ngân hàng, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á và Việt Nam. Các hệ số tương quan giữa các biến dùng để kiểm tra khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.3: Tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
SIZE | SIZE^2 | LIA | LLR | LADS | ETA | LLP | NIM | GDP | INFL | M2 | d_cris | d_deve | |
SIZE | 1.00 | ||||||||||||
SIZE^2 | 0.90 | 1.00 | |||||||||||
LIA | -0.70 | -0.46 | 1.00 | ||||||||||
LLR | -0.08 | -0.06 | 0.16 | 1.00 | |||||||||
LADS | 0.33 | 0.14 | -0.44 | 0.04 | 1.00 | ||||||||
ETA | 0.38 | 0.24 | -0.44 | -0.03 | 0.52 | 1.00 | |||||||
LLP | -0.30 | -0.20 | 0.43 | 0.80 | -0.18 | -0.19 | 1.00 | ||||||
NIM | 0.21 | 0.16 | -0.16 | -0.11 | 0.06 | 0.22 | -0.16 | 1.00 | |||||
GDP | 0.10 | 0.03 | -0.13 | -0.01 | 0.07 | 0.09 | -0.06 | 0.11 | 1.00 | ||||
INFL | -0.09 | -0.16 | -0.04 | -0.05 | 0.05 | 0.02 | 0.00 | 0.16 | 0.00 | 1.00 | |||
M2 | -0.16 | -0.11 | 0.14 | -0.02 | -0.11 | -0.28 | 0.06 | -0.22 | -0.07 | 0.07 | 1.00 | ||
d_cris | 0.10 | 0.14 | -0.02 | 0.05 | -0.12 | -0.05 | 0.02 | -0.03 | 0.09 | -0.28 | 0.13 | 1.00 | |
d_deve | 0.29 | 0.19 | -0.41 | -0.15 | 0.16 | 0.13 | -0.32 | -0.10 | 0.08 | 0.11 | 0.23 | -0.03 | 1.00 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mối Quan Hệ Giữa Biến Phụ Thuộc Và Biến Độc Lập Trong Mô Hình Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Rủi Ro Thanh Khoản Ngân Hàng -
Mô Hình Nghiên Cứu Tác Động Rrtk Đến Hqhđkd Ngân Hàng -
Báo Cáo Tài Chính Hợp Nhất Các Chi Nhánh Và Các Công Ty Sau Hợp Nhất -
Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Rrtk Ngân Hàng, Nghiên Cứu Trường Hợp Các Quốc Gia Đông Nam Á -
Thống Kê Mô Tả Các Biến, Nghiên Cứu Trường Hợp Việt Nam Trong Mô Hình Tác Động Rrtk Đến Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh Ngân Hàng -
Tác Động Đến Rrtk Đến Hqhđ Ngân Hàng, Nghiên Cứu Trường Hợp Các Quốc Gia Đông Nam Á.
Xem toàn bộ 210 trang tài liệu này.
Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ nguồn ADB và Bankscope
Theo kết quả ở bảng 4.3, bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á không có tương quan chặt với nhau. Các biến độc lập có tương quan nhưng không đáng kể, hệ số tương quan r khá bé đa số các giá trị r còn lại đều dưới 0.5. Nên có thể sử dụng đồng thời các biến này để giải thích ảnh hưởng lên RRTK mà không gây ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.4: Tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng, nghiên cứu trường hợp Việt Nam
SIZE | SIZE^2 | LIA | LLR | LADS | ETA | LLP | NIM | GDP | INFL | M2 | d_cris | |
SIZE | 1.00 | |||||||||||
SIZE^2 | 0.97 | 1.00 | ||||||||||
LIA | 0.21 | 0.20 | 1.00 | |||||||||
LLR | 0.01 | 0.01 | 0.03 | 1.00 | ||||||||
LADS | -0.16 | -0.15 | -0.33 | 0.13 | 1.00 | |||||||
ETA | -0.19 | -0.18 | -0.23 | 0.06 | 0.24 | 1.00 | ||||||
LLP | 0.07 | 0.06 | 0.12 | 0.91 | 0.02 | -0.05 | 1.00 | |||||
NIM | -0.23 | -0.22 | 0.26 | -0.29 | -0.07 | 0.10 | -0.30 | 1.00 | ||||
GDP | 0.00 | 0.00 | -0.02 | -0.19 | -0.18 | -0.35 | -0.14 | -0.13 | 1.00 | |||
INFL | 0.21 | 0.17 | 0.12 | 0.06 | -0.20 | -0.12 | 0.12 | 0.02 | -0.14 | 1.00 | ||
M2 | -0.19 | -0.19 | -0.10 | 0.03 | 0.45 | 0.34 | -0.05 | 0.01 | -0.33 | -0.37 | 1.00 | |
d_cris | -0.33 | -0.34 | -0.16 | -0.04 | 0.31 | 0.32 | -0.17 | 0.06 | -0.09 | -0.31 | 0.54 | 1.00 |
Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ nguồn ADB và Bankscope
Theo kết quả ở bảng 4.4, bảng ma trận hệ số tương quan cho thấy các biến giải thích trong mô hình các yếu tố tác động đến RRTK tại Việt Nam cũng không có tương quan chặt với nhau ngoại trừ cặp biến (SIZE và ZIZE^2); (LLP và LLR). Các biến độc lập có tương quan nhưng không đáng kể, hệ số tương quan r khá bé đa số các giá trị r đều dưới 0.5, riêng cặp biến (SIZE và ZIZE^2), (LLP và LLR) có hệ số r>0,8, đều này cho thấy cặp biến này có tương quan khá cao, có nguy cơ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình. Việc xử lý đa cộng tuyến không phụ thuộc vào hệ số tương quan cao hay thấp mà phụ thuộc vào hậu quả của đa cộng tuyến làm cho hệ số hồi quy thay đổi dấu. Tác giả tiến hành kiểm định lại hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF. Theo kết quả hệ số VIF có giá trị trung bình là 4.15, giá trị VIF dao động từ 1.37 đến 7.28. Điều này cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong mô hình.
Như vậy đối với trường hợp Việt Nam, phân tích tương quan giữa các biến độc lập (Bảng 4.4) cũng cho kết quả tương tự trong hợp các quốc gia Đông Nam Á (Bảng 4.3). Các biến độc lập đều có thể giải thích ảnh hưởng lên RRTK mà không gây ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.1.3 Phân tích và thảo luận kết quả, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á.
Để đánh giá của các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng, nghiên cứu sử dụng các hồi quy khác nhau (Bảng 4.5). Mô hình hồi quy OLS gộp với giả định không có sự khác biệt trong RRTK giữa các ngân hàng khác nhau, cũng như RRTK là không thay đổi theo thời gian; trong khi mô hình các yếu tố ảnh hưởng cố định (FEM) loại bỏ được các yếu tố không quan sát, không đo lường được và không thay đổi theo thời gian nhưng có tác động lên biến RRTK, chẳng hạn như năng lực quản trị rủi ro, mức độ áp dụng công nghệ kinh doanh của từng ngân hàng… Tiếp đến là mô hình REM, xem xét các yếu tố không quan sát được, thay đổi theo thời gian và có tác động đến RRTK; chúng là các biến số ngẫu nhiên, không tương quan với các biến giải thích khác trong mô hình REM.
Kế tiếp là sử dụng các kiểm định (test) như: F, LM, Hausman test để chọn mô hình thích hợp cho phân tích. Đó là các lựa chọn giữa mô hình OLS hay FEM; chọn OLS hay REM và REM hay FEM. Tỷ lệ VIF đều nhỏ hơn 20, nên mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Các F test, LM test, cho thấy các P-value của F, LM test đều nhỏ hơn 5% (<0,05), có bằng chứng để bác bỏ các giả thuyết. Kiểm định Hausman cho kết quả p-value (Prob > F) của mô hình đều nhỏ hơn 0.05 (Bảng 4.5), đều này cho thấy mô hình FEM là phù hợp hơn REM. Và kiểm định LM cho kết quả REM là phù hợp hơn Pooled OLS. Như vậy giữa phương pháp REM và FEM thì FEM
là phương pháp phù hợp nhất để ước lượng mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á. Như vậy, ước lượng FEM thích hợp hơn REM và OLS trong việc xác định, giải thích các nhân tố ảnh hưởng đến RRTK ở các quốc gia Đông Nam Á. Tuy nhiên kiểm định Wooldridge và Wald có P- value (<0,05) cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong FEM, điều này khiến cho kết quả của các hệ số hồi quy sẽ không hiệu quả.
Hơn nữa, theo cơ sở lập luận phương pháp nghiên cứu ở trên do xuất hiện hiện tượng nội sinh trong mô hình , nên tác giả sẽ hồi quy theo phương pháp ước lượng GMM hệ thống (SGMM). Tác giả tiếp tục sử dụng phương pháp SGMM để ước lượng mô hình và theo phần lập luận phương pháp nghiên cứu thì đây là phương pháp phù hợp nhất để ước lượng. Phương pháp SGMM (Ajibike và Aremu,2015; DeYoung và Jang,2016) sẽ loại bỏ các vấn đề của phương sai thay đổi, tự tương quan hay nội sinh nên kết quả ước lượng sẽ hiệu quả và vững. Kết quả phân tích cuối cùng dựa trên kết quả hồi quy theo phương pháp SGMM.
Kiểm định Sargan Test để kiểm định tính over-identifying của các biến công cụ. Kết quả cho thấy hệ số p-value đều lớn hơn 0.05, kết luận biến công cụ được sử dụng trong mô hình SGMM thỏa mãn tính over-identifying. Ngoài ra, kiểm định tự tương quan bậc hai cho kết quả p-value đều lớn hơn 0.05, kết luận phần dư của mô hình SGMM không tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc hai. Biến công cụ được sử dụng trong mô hình đều thõa mãn hai kiểm định đề ra. Như vậy, sử dụng mô hình SGMM với biến trễ của phụ thuộc làm biến công cụ đã giải quyết được hiện tượng nội sinh trong mô hình. Các kết quả tìm thấy được trong mô hình là vững và hoàn toàn có thể phân tích được (Bảng 4.5).
Bảng 4.5. Các yếu tố ảnh hưởng đến RRTK ngân hàng, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á ( Phụ lục)
Model | OLS | FEM | REM | SGMM | OLS | FEM | REM | SGMM | OLS | FEM | REM | SGMM |
Variable | FGAP | NLTA | NLST | |||||||||
L.fgap | 0.787*** | 0.518*** | 0.761*** | 0.396*** | ||||||||
[53.92] | [21.73] | [48.50] | [11.97] | |||||||||
L.nlta | 0.800*** | 0.551*** | 0.759*** | 0.374*** | ||||||||
[69.28] | [29.74] | [59.35] | [9.16] | |||||||||
L.nlst | 0.758*** | 0.378*** | 0.758*** | 0.253*** | ||||||||
[62.94] | [17.46] | [62.94] | [106.35] | |||||||||
size | 0.00455 | -0.0491*** | 0.00483 | -0.0276** | 0.521** | -2.487** | 0.494* | -2.375** | 2.677** | -0.815 | 2.677** | -12.18*** |
[1.38] | [-3.63] | [1.35] | [-2.10] | [2.05] | [-2.46] | [1.73] | [-2.54] | [2.21] | [-0.17] | [2.21] | [-9.53] | |
size2 | 0.0000966 | 0.00426*** | 0.0000805 | 0.00242** | 0.0713*** | 0.169** | 0.0682** | 0.164** | 0.261** | 0.0468 | 0.261** | 0.829*** |
[0.29] | [4.06] | [0.23] | [2.29] | [-2.75] | [2.15] | [-2.47] | [2.28] | [-2.10] | [0.13] | [-2.10] | [8.42] | |
lia | -0.00260*** | -0.00637*** | -0.00302*** | -0.0156*** | -0.0189 | -0.0699 | -0.0122 | -0.497*** | -0.549** | -0.528 | -0.549** | -0.975*** |
[3.97] | [5.97] | [4.32] | [15.09] | [-0.38] | [0.88] | [-0.22] | [5.32] | [2.31] | [1.41] | [2.31] | [5.65] | |
llr | 0.00000764*** | 0.00000787*** | 0.00000805*** | -0.0000116 | 0.00103*** | 0.00105*** | 0.00110*** | - 0.00121*** | 0.00158** | 0.00111 | 0.00158** | 0.00197*** |
[4.27] | [3.73] | [4.42] | [11.11] | [7.59] | [6.69] | [7.86] | [5.99] | [2.44] | [1.50] | [2.44] | [8.58] | |
lads | -0.000956*** | -0.00117*** | -0.000992*** | -0.00150 | -0.108*** | -0.130*** | -0.116*** | -0.154*** | -0.209*** | -0.0512 | -0.209*** | 0.0330 |
[-9.04] | [-8.53] | [-9.04] | [-13.43] | [-13.24] | [-12.81] | [-13.46] | [-14.75] | [-5.84] | [-1.08] | [-5.84] | [-3.43] | |
eta | 0.00165*** | 0.00228*** | 0.00184*** | 0.00955*** | -0.0387* | -0.194*** | -0.0532** | 0.266*** | 0.433*** | -0.315 | 0.433*** | 1.942*** |
[5.15] | [3.76] | [5.29] | [12.10] | [-1.65] | [-4.30] | [-1.99] | [4.33] | [3.71] | [-1.48] | [3.71] | [20.64] | |
llp | -0.000505*** | -0.000543*** | -0.000533*** | -0.00102*** | -0.0579*** | -0.0616*** | -0.0620*** | -0.108*** | - 0.0927*** | -0.0830*** | - 0.0927*** | -0.156*** |
[-7.99] | [-6.57] | [-8.16] | [-12.50] | [-12.11] | [-10.04] | [-12.37] | [-9.39] | [-4.19] | [-2.88] | [-4.19] | [-12.72] | |
nim | 0.00543*** | 0.0122*** | 0.00643*** | 0.00236*** | 0.443*** | 0.797*** | 0.554*** | 0.188*** | 0.489 | 1.484** | 0.489 | 0.676*** |
[5.69] | [6.12] | [6.22] | [1.14] | [6.04] | [5.28] | [6.69] | [0.95] | [1.47] | [2.17] | [1.47] | [3.50] | |
gdp | -0.000026 | -0.0000797 | -0.0000331 | 0.0000204 | -0.000921 | -0.00372 | -0.00132 | -0.00499 | 0.013 | -0.000881 | 0.013 | 0.00983*** |
[-0.46] | [-1.49] | [-0.60] | [-0.76] | [-0.21] | [-0.93] | [-0.31] | [-1.96] | [0.63] | [-0.05] | [0.63] | [3.77] | |
Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản ngân hàng, nghiên cứu trường hợp các quốc gia Đông Nam Á ( Phụ lục)
0.000612 | -0.00159** | 0.000313 | -0.000292*** | 0.0349 | -0.0822 | 0.0128 | -0.0404** | -0.0143 | -0.158 | -0.0143 | 0.144*** | |
[1.05] | [-2.24] | [0.52] | [-0.76] | [0.78] | [-1.55] | [0.27] | [0.98] | [-0.07] | [-0.64] | [-0.07] | [2.88] | |
m2 | -0.00000296 | -5.06E-06 | -0.00000308 | -0.00000322*** | -0.000167 | -0.000249 | -0.000231 | -0.0000481 | - 0.0000777 | -0.000799 | -7.8E-05 | -0.0000712 |
[-1.57] | [-1.48] | [-1.53] | [-2.60] | [-1.15] | [-0.97] | [-1.43] | [0.41] | [-0.11] | [-0.67] | [-0.11] | [-0.35] | |
d_cris | 0.0130** | 0.0315*** | 0.0140*** | 0.0317*** | 0.986** | 2.203*** | 1.106*** | 1.646*** | 4.103** | 4.797*** | 4.103** | 0.789 |
[2.55] | [6.00] | [2.76] | [7.96] | [2.53] | [5.62] | [2.88] | [5.57] | [2.21] | [2.65] | [2.21] | [1.48] | |
_cons | -0.125*** | -0.146*** | -0.144*** | -0.267*** | 11.25*** | 31.53*** | 12.91*** | 38.14*** | 5.045 | 46.61*** | 5.045 | 55.03*** |
[-8.81] | [-5.25] | [-9.42] | [-10.21] | [10.81] | [14.76] | [11.28] | [13.12] | [1.20] | [5.04] | [1.20] | [20.09] | |
N | 1372 | 1372 | 1372 | 1194 | 1372 | 1372 | 1372 | 1194 | 1372 | 1372 | 1372 | 1194 |
R-sq | 0.852 | 0.519 | 0.907 | 0.646 | 0.8 | 0.23 | ||||||
Mean VIF | 3.6 | 3.59 | 3.47 | |||||||||
White's test | Ho: homoskedasticity chi2(116) = 240.50 Prob > chi2 = 0.0000 | Ho: homoskedasticity chi2(116) = 345.34 Prob > chi2 = 0.0000 | Ho: homoskedasticity chi2(116) = 1044.71 Prob > chi2 = 0.0000 | |||||||||
F-test | F test that all u_i=0: F(151, 1207) = 2.59 Prob > F = 0.0000 | F test that all u_i=0: F(151, 1207) = 3.09 Prob > F = 0.0000 | F test that all u_i=0: F(151, 1207) = 3.37 Prob > F = 0.0000 | |||||||||
Hausman test | Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 210.78 Prob > chi2 = 0.0000 | Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 293.90 Prob > chi2 = 0.0000 | Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 456.56 Prob > chi2 = 0.0000 | |||||||||
Bresh- Pagan test | Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 3.45 Prob > chibar2 = 0.0316 | Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 8.28 Prob > chibar2 = 0.0020 | Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 0.00 Prob > chibar2 = 0.0000 | |||||||||
Sargan test | H0: overidentifying restrictions are valid chi2(65) = 86.63543 Prob > chi2 = 0.0378 | H0: overidentifying restrictions are valid chi2(65) = 87.68562 Prob > chi2 = 0.0336 | H0: overidentifying restrictions are valid chi2(65) = 87.1709 Prob > chi2 = 0.0347 | |||||||||
Arellano- Bond test | H0: no autocorrelation Prob > z = 0.7165 | H0: no autocorrelation Prob > z = 0.9076 | H0: no autocorrelation Prob > z = 0.2926 | |||||||||
Turning Point Size (%) | 299.60 | 1395.28 | 1550.29 | |||||||||
infl
Ghi chú: Các ký hiệu (***), (**), (*) cho biết mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10% Các điểm cực trị (Turning points) được tính theo công thức 
tương tự Ouyang và Rajan (2010) sử dụng để tìm ngưỡng cực trị.
Biến trễ rủi ro thanh khoản: kết quả cho thấy biến trễ của các biến RRTK (FGAP, NLTA, NLST) đều có tương quan cùng chiều với RRTK ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả hoàn toàn tương ứng với kỳ vọng của tác giả và kết quả nghiên cứu của Delécha và cộng sự (2012). RRTK có tác động lẫn nhau và có tương quan dương giữa các thời kỳ. RRTK ở năm trước sẽ để lại những hậu quả nghiêm trọng khi các nhà quản trị chưa có biện pháp khắc phục triệt để hoặc những hậu quả chưa được giải quyết ngay trong ngắn hạn, do đó sẽ xảy ra tình trạng rủi ro năm trước ảnh hưởng chính rủi ro đó ở hiện tại.
Quy mô ngân hàng: Tham số của biến quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, khẳng định quy mô ngân hàng có tầm quan trọng trong việc kiểm soát RRTK. Thực tế hoạt động kinh doanh ngân hàng khá đa dạng và khi các ngân hàng có quy mô lớn hơn có thể dựa vào thị trường liên ngân hàng hay hỗ trợ thanh khoản từ phía người cho vay cuối cùng để đảm bảo trạng thái thanh khoản của ngân hàng. Kết quả nghiên cứu tương đồng với các nghiên cứu trước (Vodova, 2011; Giannotti và công sự, 2010; Lucchetta, 2007; Abdullah và Khan, 2012; Delécha và cộng sự, 2012).
Tuy nhiên, tham số của biến (SIZE) và (SIZE^2) đổi chiều từ âm sang dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này hàm ý, tác động của biến quy mô ngân hàng đến RRTK có dạng phi tuyến và đồ thị dạng chữ U. Như vậy bằng cách tăng nhanh quy mô ngân hàng không hẳn lúc nào cũng làm giảm tỷ lệ RRTK như lý thuyết kinh tế quy mô, ngân hàng có quy mô tài sản càng lớn thì sẽ ít gặp RRTK hơn.
Hoạt động kinh doanh của ngân hàng chứa đựng nhiều rủi ro và nhiều yếu tố không kiểm soát được nên khi quy mô ngân hàng vượt ngưỡng nào đó thì sẽ tác động làm gia tăng RRTK. Bằng kỹ thuật xác định cực trị7, tác giả tìm thấy các điểm ngưỡng (Turning points) tương ứng với các biến RRTK( FGAP, NLTA, NLST) với kết quả bảng 4.5. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1 và tương đồng với các nghiên cứu trước đây (Vodova, 2011; Shen và cộng sự, 2009; Aspachs và cộng sự, 2005). Điều này hàm ý, quy mô ngân hàng gia tăng làm tấm đệm nhằm hạn chế rủi ro khi ngân
hàng rơi vào các cú sốc thanh khoản, nhưng khi quy mô tăng đến một lúc nào sẽ tác động làm gia tăng RRTK, vì đa phần các ngân hàng có quy mô càng lớn càng ít có động cơ để nắm giữ thanh khoản vì hoạt động đầu tư mạo hiểm hay ỷ lại vào sự can thiệp của chính phủ trong những trường hợp thiếu hụt thanh khoản.
7 Nghiên cứu sử dụng Hàm để xác định điẻm cực trị tương tự Ouyang vàRajan (2010) sử dụng để tìm ngưỡng nợ nước ngoài.
Chất lượng tài sản thanh khoản: Kết quả cho thấy biến LIA thể hiện chất lượng tài sản thanh khoản đều có tương quan ngược chiều với các biến Rủi ro thanh khoản (FGAP, NLTA, NLST) ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả hoàn toàn tương ứng với kỳ vọng của tác giả và tương đồng với các nghiên cứu trước (Bonfim và Kim, 2014; Bordeleau và Graham, 2010; Delécha và cộng sự, 2012; Lucchetta, 2007; Munteanu, 2012; Vodova, 2011). Điều này có nghĩa, ngân hàng dự trữ tài sản thanh khoản cao, RRTK càng thấp và ngược lại.
Vốn ngân hàng: Kết quả trong mô hình cho thấy mối tương quan cùng chiều giữa vốn và RRTK (FGAP, NLTA, NLST) trường hợp các quốc gia Đông Nam Á đều ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này đúng với kỳ vọng của tác giả và hoàn toàn phù hợp với lý thuyết khả năng thay đổi "shiftability theory” của Toby (2006) và các nghiên cứu trước đây (Delécha và cộng sự, 2012; Lucchetta, 2007; Bunda và Desquilbet, 2008; Cucinelli, 2013; Munteanu, 2012; Trương Quang Thông, 2013).
Toby (2006) nghiên cứ u về nguồn gốc gây ra RRTK tại các ngân hàng Mỹ dưạ trên lý thuyết khả năng thay đổi "shiftability theory" giải thích rằng tính thanh khoản
của một ngân hàng phụ thuộc vào khả năng chuyển đổi các tài sản ngắn han
(công cụ
ngắn hạn trên thị trường mở) trong một mức giá dự đoán được. Vốn ngân hàng tác động đến thanh khoản thông qua hai tác động riêng biệt: "cấu trúc mong manh tài chính" và "cấu trúc lấn át tiền gửi". Tác động của "Cấu trúc mong manh tài chính"
đươc đặc trưng bởi vốn thấp hơn , RRTK thấp hơn (Diamond và Rajan, 2001) trong
khi tỷ lệ vốn cao, RRTK có xu hướng gia tăng (Gorton và Winton, 2014). Điều đó hàm ý, các ngân hàng có tiềm lực tài chính mạnh vì dễ tiếp cận thị trường vốn nên các ngân hàng lớn có xu hướng nắm ít tài sản thanh khoản, phần nào có đáp ứng động cơ đầu tư mạo hiểm, điều này vô hình dung làm gia tăng RRTK.
Kết quả nghiên cứu về về mối quan hệ giữa vốn và RRTK của ngân hàng tại các quốc gia Đông Nam Á, đóng góp vào kho tàng nghiên cứu học thuật về mối tương quan cùng chiều giữa vốn và RRTK. Điều này có nghĩa, vốn càng lớn ngân hàng có xu hướng ít nắm giữ tài sản thanh khoản, rủi ro thanh khoản càng gia tăng.
Rủi ro tín dụng: Kết quả nghiên cứu cho thấy tham số của biến rủi ro tín dụng có giá trị âm và có ý nghĩa thông kê ở mức 1%. Kết quả này không đúng với kỳ vọng của tác giả, tuy nhiên không đáng ngạc nhiên vì phát hiện của Acharya và cộng sự (2012) cũng tương tự. Acharya và cộng sự (2012) cho rằng việc nắm giữ tiền mặt trong ngân hàng tăng lên rất nhanh vì khách hàng có xu hướng gửi tiền ngân hàng trong giai đoạn khủng hoảng tài chính gần đây. Việc nắm giữ tiền mặt làm tăng thanh khoản ngân hàng nhưng ngân hàng dễ dãi trong việc cấp tín dụng các khoản vay mới, các khoản này ít có sự giám sát chặt chẽ từ ngân hàng nên rủi ro cho vay tăng cao.
Thu nhập lãi thuần: Tham số của biến thu nhập lãi thuần (NIM) có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khẳng định thu nhập từ lãi thuần có vai trò