4.2.1. K t quả thống kê mô tả
Phân tích mô tả bằng việc phân tích giá trị trung bình, giá trị cao nhất, giá trị thấp nhất, độ lệch chuẩn của các biến số sẽ cho thấy một cách tổng quát về đặc tính cơ bản của các biến số trong mẫu nghiên cứu. Bảng 4.3 thể hiện các giá trị thống kê mô tả của các biến trong mô hình nghiên cứu, với mẫu quan sát từ 18 QTDND trong giai đoạn từ 2009-2016.
Bảng 4.3. Thống kê mô tả các bi n số của các QTDND trong mẫu (2009-2016) Tên bi n Số quan sát Giá trị trung bình Đ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Y 144 21,036 14,556 -10,597 68,456 X1 144 15,819 6,506 -9,693 33,703 X2 144 25,806 20,058 -14,535 103,45 X3 144 0,58 0,702 0 3,91 X4 144 10,488 0,67 8,491 11,812 X5 144 6,389 1,103 3,864 9,923 X6 144 8,215 4,467 4,74 18,94 X7 144 16,111 3,716 1 21 X8 144 10,924 2,724 7,23 20,78
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata.
- Đối với biến phụ thuộc:
Biến phụ thuộc Y: Chỉ tiêu tốc độ tăng trưởng tín dụng dao động trong khoảng từ -10,597% (QTDND MePu, 2009) đến 68,456% (QTDND Hàm Thắng, 2010) với giá trị trung bình của chỉ tiêu này 21,036% và độ lệch chuẩn là 14,556. Nhìn chung, mức chênh lệch tốc độ tăng trưởng tín dụng giữa các QTDND lớn.
Năm 2009, tốc độ tăng trưởng tín dụng của QTDND MePu giảm nhiều là do việc cán bộ tín dụng lợi dụng công việc của mình để nhũng nhiễu khách hàng và vay ké với số tiền lớn; sau khi bị phát hiện phải hoàn trả khoản vay ké, đồng thời,
sự việc này đã làm ảnh hưởng đến uy tín của QTD khiến cho lượng tín dụng giảm nhiều.
- Đối với các biến độc lập:
X1: Chỉ tiêu tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu dao động trong khoảng từ -9,693% (QTDND Đa Kai, 2015) đến 33,703% (QTDND Phú Bình, 2009) với giá trị trung bình của chỉ tiêu này 15,819% và độ lệch chuẩn là 6,506, mức chênh lệch ROE giữa các QTDND tương đối khá. Đối với QTDND Đa Kai, tỷ lệ này bị âm do năm 2015 QTD chưa thực hiện tốt việc đôn đốc thu hồi nợ dẫn đến nợ lãi tồn đọng nhiều, đồng thời lượng vốn huy động không đủ để cho vay nên QTD phải vay một lượng lớn từ ngân hàng Hợp tác xã dẫn đến chi phí lãi phải trả nhiều.
X2: Tốc độ tăng trưởng vốn huy động của các QTDND có giá trị dao động rất lớn từ nhỏ nhất là -14,535% (QTDND S ng Nhơn, 2013) đến lớn nhất là 103,45% (QTDND Phước Thể, 2011), với giá trị trung bình là 25,806% và độ lệch chuẩn là 20,058 cho thấy mức độ phân tán giữa các giá trị quanh giá trị trung bình lớn.
Trong năm 2011, tốc độ tăng trưởng vốn huy động của QTDND Phước Thể tăng rất lớn là do năm 2010, vốn huy động chỉ bằng 59,06% dư nợ, QTDND phải vay thêm vốn từ ngân hàng Hợp tác xã để cho vay. Do đó, trong năm 2011, QTDND Phước Thể đã tăng cường huy động vốn nhàn rỗi từ thành viên cũng như các khách hàng khác để giảm chi phí lãi vay.
X3: Tỷ lệ nợ xấu của các QTDND có giá trị nhỏ nhất là 0% và lớn nhất là 3,91% (QTDND Đức Nghĩa, 2009), giá trị trung bình là 0,58%, độ lệch chuẩn của biến tỷ lệ nợ xấu là 0,702. Nhìn chung các QTDND đã duy trì được tỷ lệ nợ xấu thấp, tuy nhiên vẫn còn một vài QTDND cũng có tỷ lệ nợ xấu cao.
Đối với QTDND Đức Nghĩa, trước năm 2008, đơn vị này thực hiện thu hẹp địa bàn hoạt động dẫn đến có một số khó khăn như phải cho ra thành viên ngoài địa bàn, việc thu hồi nợ từ thành viên còn chậm Do đó mà tỷ lệ nợ xấu cao, tuy có
giảm dần qua các năm (2008: 4,58%, 2009: 3,91%, 2010: 2,16%, 2011: 1,02%) nhưng vẫn còn cao.
X4: Quy mô tổng tài sản sau khi lấy Logarit neper có giá trị trung bình là 10,488, giá trị nhỏ nhất là 8,491 (QTDND Nghị Đức, 2009) và giá trị lớn nhất là 11,812 (QTDND Hàm Hiệp, 2016), với độ lệch chuẩn là 0,67. Qua quan sát dữ liệu cho thấy tổng tài sản các QTDND chủ yếu quanh mức trung bình và không có sự chênh lệch quá lớn.
X5: Hệ số chênh lệch lãi ròng dao động từ 3,864% (QTDND Liên Hương, 2010) đến 9,923% (QTDND Đức Nghĩa, 2012) với giá trị trung bình là 6,389%, độ lệch chuẩn ở mức 1,103.
Hệ số NIM của QTDND Đức Nghĩa năm 2012 rất cao. Kết quả đó là từ thực tế trong năm 2012, NHNN điều chỉnh giảm lãi suất huy động nên chi phí trả lãi thấp; đồng thời, NHNN cũng điều chỉnh giảm lãi suất cho vay ngắn hạn nhưng lãi suất cho vay trung dài hạn thì NHNN không quy định trần và những món vay đã ký hợp đồng trước khi quy định điều chỉnh giảm lãi suất có hiệu lực vẫn tiếp tục được thực hiện. Do QTDND Đức Nghĩa vẫn c n lượng lớn dư nợ với lãi suất cao hơn quy định hiện hành, trong khi các khoản huy động với lãi suất cao đã sắp đến thời điểm đáo hạn hoặc đã đến thời điểm đáo hạn nên hệ số NIM của QTDND Đức Nghĩa cao.
X6: Tỷ lệ lạm phát dao động từ 4,74% (2016) đến 18,94% (2011) với giá trị trung bình là 8,215% và độ lệch chuẩn ở mức 4,467. Như vậy, tỷ lệ lạm phát tương đối biến động, có những thời điểm lạm phát lên 2 con số là năm 2011 và năm 2012 do ảnh hưởng của tình hình thế giới, còn lại những thời điểm khác được kiểm soát ở mức một con số.
X7: thời gian thành lập dao động từ 1 (QTDND Phú Bình mới thành lập năm 2008) đến 21 (có 08 QTDND thành lập từ năm 1995 là Đức Nghĩa, Hàm Nhơn, Liên Hương, LaGi, Ma Lâm, S ng Nhơn, MePu và Nghị Đức) với giá trị trung bình là 16,111, độ lệch chuẩn ở mức 3,716. Thời gian thành lập của các QTDND không
chênh lệch nhiều, tính đến năm 2016 thì thời gian thành lập chủ yếu từ 19 đến 21 năm, chỉ có QTDND Phú Bình mới thành lập với thời gian 8 năm.
X8: tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu dao động từ 7,23% (QTDND Phước Thể, 2010) đến 20,78% (QTDND Phú Bình, 2016) với giá trị trung bình là 10,924%, độ lệch chuẩn ở mức 2,724. Kết quả thống kê mô tả dữ liệu trên cho thấy các QTDND có xu hướng duy trì khá tốt tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu theo quy định, chỉ có 7/144 quan sát có tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu dưới 8%, trong đó có một số QTDND duy trì tỷ lệ này ở mức cao.
4.2.2. Phân tích sự tƣơ g qu giữa các bi n
Để kiểm tra sự bất thường của bộ dữ liệu, nghiên cứu đã phân tích các thông số thống kê mô tả ở Bảng 4.3 trên. Bên cạnh đó, tiếp tục xem xét sơ bộ mối quan hệ giữa các biến đưa vào mô hình, nghiên cứu sẽ phân tích sự tương quan giữa các biến qua ma trận hệ số tương quan tại Bảng 4.4 dưới đây.
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tƣơ g qu X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X1 1 X2 0,02 1 X3 -0,25*** -0,04 1 X4 0,4*** -0,16* -0,31*** 1 X5 0,4*** -0,14* 0,24*** 0,11 1 X6 0,1 0,3*** 0,09 -0,31*** 0,06 1 X7 - 0,14 - 0,23*** 0,09 0,45*** 0,07 -0,32*** 1 X8 -0,2** - 0,25*** 0,06 0,06 0,21** - 0,02 - 0,02 1
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata.
(Mức ý nghĩa : *, ** và*** hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê lần lượt tại mức ý nghĩa 10% ; 5% và 1%)
Theo Gujarati (2004); Hoàng Ngọc Nhậm và ctg (2007) mối quan hệ giữa các cặp biến được xem là cao khi hệ số tương quan trên 0,8. Kết quả ở Bảng 4.4
trên cho thấy tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình phần lớn cũng là tương quan yếu (<0,4) hoặc trung bình (từ 0,4 đến 0,8), không có hệ số tương quan nào lớn hơn giá trị 0,8, điều này cho thấy không tồn tại mối tương quan mạnh mẽ nào giữa các biến độc lập. Do đó, bước đầu có thể kết luận rằng mô hình sẽ không gặp hiện tượng đa cộng tuyến, ta không cần phải loại bỏ bớt biến độc lập nào trước khi ước lượng mô hình hồi quy.
4.2.3. Kiểm ị h ng tuy n VIF
Theo quy tắc nhận biết đa cộng tuyến nhanh thì nếu hệ số VIF lớn hơn 10 thì xem như có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Gujarati, 2004; Hoàng Ngọc Nhậm và ctg, 2007). Kết quả kiểm định tại Bảng 4.5 cho thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10. Kết quả này có thể kết luận các mô hình sẽ không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.5. Kiểm ị h ng tuy n
Variable VIF 1/VIF
X1 2,29 0,437 X4 2,2 0,455 X7 1,74 0,574 X5 1,66 0,602 X8 1,38 0,727 X3 1,36 0,733 X6 1,3 0,772 X2 1,22 0,817 Mean VIF 1,64
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.3. Phân tích k t quả hồi quy
4.3.1. Kiểm ịnh mứ phù hợp giữa mô hình FE và RE
Như đã trình bày ở chương 3, sẽ có hai mô hình ước lượng phổ biến đối với dữ liệu bảng là mô hình các yếu tố ảnh hưởng cố định (FE) và mô hình các yếu tố
ảnh hưởng ngẫu nhiên (RE). Kiểm định Hausman để quyết định chọn lựa giữa mô hình FE hay mô hình RE là phù hợp với nghiên cứu.
Giả thuyết Ho làm nền tảng cho kiểm định Hausman là: các ước lượng FE và RE không khác nhau đáng kể. Nếu giả thuyết Ho bị bác bỏ, kết luận là: RE không thích hợp và tốt hơn ta nên sử dụng mô hình FE. Ngược lại, nếu giả thuyết Ho được chấp nhận thì việc sử dụng mô hình RE để ước lượng sẽ thích hợp hơn. Nghiên cứu kiểm định ở mức ý nghĩa là 5%. Bảng 4.6. Kiểm ịnh Hausman STT Bi n phụ thu c Chi2 Prob>Chi 2 H0 Mô hình ƣợc chọn 1 Y 29,56 0,0054 Bác bỏ FE
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
Kết quả kiểm định hausman cho thấy giá trị Prob>Chi2 =0,0054 < 0,05 nên nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có thể kết luận là sử dụng mô hình hồi quy tác động cố định (FE) là phù hợp để giải thích mối quan hệ giữa các biến độc lập và tốc độ tăng trưởng tín dụng. Phần tiếp theo sẽ kiểm định sự phù hợp trong việc lựa chọn FE.
4.3.2 Kiểm ị h t ng cố ịnh của thời gian:
Giả thuyết Ho tác động của thời gian bằng 0. Giá trị Prob > F = 0,059>0,05 nên chấp nhận giả thuyết Ho. Mô hình không vi phạm tác động cố định theo thời gian. Như vậy khi hồi quy có thể bỏ biến TimeDummy ra khỏi mô hình.
Bảng 4.7 Kiểm ịnh Testparm _IYear*
Testparm _IYear*, ( 1) _IYear_2010 = 0 ( 2) _IYear_2012 = 0 ( 3) _IYear_2013 = 0 ( 4) _IYear_2014 = 0 ( 5) _IYear_2015 = 0 F( 5, 113) = 2,2 Prob > F = 0,059
4.3.3. Kiểm ịnh sự tƣơ g qu giữa những phầ ƣ ủ ơ vị chéo:
Giả thuyết Ho phần dư giữa các đơn vị chéo không tương quan. Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Pr = 0,0862>0,05 nên chấp nhận giả thuyết Ho, do đó các phần dư của các đơn vị chéo không tương quan. Mô hình không vi phạm sự tương quan giữa những phần dư của các đơn vị chéo.
Bảng 4.8. Kiểm ịnh Pesaran's
. xtcsd, pesaran abs
Pesaran's test of cross sectional independence = -1,716; Pr = 0,0862 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0,33
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.3.4. Kiểm ị h phƣơ g s i ủa sai số th ổi:
Giả thuyết Ho phương sai của các sai số không thay đổi. Kết quả điểm định cho thấy giá trị Prob>Chi2=0,0000< 0,05 nên bác bỏ H0 nên phương sai của các sai số thay đổi. Như vậy mô hình hồi quy bị vi phạm kiểm định này.
Bảng 4.9. Kiểm ịnh Modified Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (18) = 6006,79
Prob>chi2 = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.3.5 Kiểm ịnh sự tự tƣơ g qu ủa phầ ƣ:
Giả thuyết Ho không có tự tương quan bậc 1. Kết quả kiểm định cho thấy Giá trị Prob>F=0,0009< 0,05, bác bỏ H0 nên xuất hiện hiện tượng tự tương quan bậc nhất của sai số. Như vậy mô hình hồi quy bị vi phạm kiểm định này.
Bảng 4.10. Kiểm ịnh Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 17) = 15,92 Prob > F = 0,0009
4.3.6. Cách khắc phục các vi phạm của mô hình
Như kết quả trình bày ở bảng 4.9 và 4.10 thì Y của mô hình bị vi phạm kiểm định phương sai của sai số thay đổi và kiểm định sự tự tương quan của phần dư. Do vậy để khắc phục cùng lúc hai vi phạm này ta xử lý bằng ước lượng sai số chuẩn hiệu chỉnh (Regression with panel-corrected standard errors -PCSE) và kết quả khắc phục trình bày ở Bảng 4.11. Bảng 4.11. Khắc phục các vi phạm của Y Y Coef. Std. Err. z P>|z| X1 0,26 0,199 1,3 0,193 X2 0,182*** 0,049 3,68 0,000 X3 -1,579 1,549 -1,02 0,308 X4 -1,134 2,094 - 0,54 0,588 X5 -4,325*** 1,038 -4,17 0,000 X6 0,188 0,199 0,94 0,345 X7 - 0,794** 0,387 - 2,06 0,04 X8 - 0,684* 0,397 - 1,72 0,085 cons 70,836 19,28 3,67 0,000
Estimated covariances = 18 R-square = 0,5432 Estimated autocorrelations = 18 Wald chi2(8)= 94,06 Estimated coefficients = 9 Prob > chi2 = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
(Mức ý nghĩa: Mức ý nghĩa : *, ** và *** hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê lần lượt tại mức ý nghĩa 10% ; 5% và 1%)
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy có 4 biến tác động đến tốc độ tăng trưởng tín dụng: tốc độ tăng trưởng vốn huy động (X2), hệ số chênh lệch ròng (X5), thời gian thành lập (X7), tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu (X8). Mô hình hồi quy viết lại:
Y = 70,836 + 0,26*X1 + 0,182*X2 – 1,579*X3 – 1,134*X4 – 4,325*X5 + 0,188*X6 – 0,794*X7 – 0,684*X8
Theo Nguyễn Đình Thọ (2012), mức độ chấp nhận sai lầm của nhà nghiên cứu hay còn gọi là mức ý nghĩa α trong nghiên cứu kiểm định lý thuyết khoa học đối với ngành kinh doanh thường được chọn là 5%. Bảng 4.11 cho kết quả Prob > chi2 là 0,0000, tức nhỏ hơn 0,01. Điều này có nghĩa là với độ tin cậy 99%, giả thuyết không (H0) cho rằng tất cả các hệ số hồi quy của các biến độc lập trong mô hình đồng thời bằng không bị bác bỏ. Như vậy, mô hình có ý nghĩa và ph hợp về tổng thể (Hoàng Ngọc Nhậm và ctg, 2007).
Quan sát các hệ số hồi quy từ phương trình ở Bảng 4.11, nghiên cứu lần lượt thảo luận sự tác động của từng biến số độc lập lên giá trị trung bình của biến phụ, khi các biến còn lại được giữ không đổi, tới tốc độ tăng trưởng tín dụng của các QTDND tại tỉnh Bình Thuận. Mức ý nghĩa được chọn tối đa là 10%.
+ Tốc độ tăng trưởng vốn huy động (X2): nghiên cứu đã xây dựng kỳ vọng ban đầu là tốc độ tăng trưởng vốn huy động có mối tương quan thuận với tốc độ tăng trưởng tín dụng. Kết quả nghiên cứu cho thấy tốc độ tăng trưởng vốn huy động tác động cùng chiều với tốc độ tăng trưởng tín dụng của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bình Thuận (với mức ý nghĩa 1%) giống với kết quả nghiên cứu của mô hình gốc và tương đồng với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Th y Dương và Trần Hải Yến (2011), Guo và Stepanyan (2011), Sharma và Gounder (2012), Imran và Nishat (2012). Cụ thể, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tốc độ tăng trưởng vốn huy động tăng một đơn vị thì tốc độ tăng trưởng tín dụng tăng 0,182 đơn vị. Kết quả này có thể giải thích do hoạt động chủ yếu của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bình Thuận là huy động vốn và sử dụng nguồn vốn này để cho vay; do đó khi tốc độ tăng trưởng vốn huy động của các QTDND tăng nhanh sẽ giúp cho QTDND có thêm nguồn vốn để cho vay nên tác động tích cực đến tốc độ tăng trưởng tín dụng.
+ Hệ số chênh lệch lãi ròng (X5): kết quả nghiên cứu cho thấy chênh lệch lãi suất tác động ngược chiều lên tốc độ tăng trưởng tín dụng của QTDND (với mức ý nghĩa 1%), phù hợp với giả thuyết ban đầu và tương đồng với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Th y Dương và Trần Hải Yến (2011); tuy nhiên trong mô hình gốc