4.5.2.1 Kiểm định mức độ phù hợp giữa mô hình FE và RE
Kiểm định Hausman (Phụ lục 3) để quyết định chọn lựa giữa mô h nh 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 h nh FE (Gujarati, 2004). Ngược lại, nếu giả thuyết Ho được chấp nhận th việc sử dụng mô h nh RE để ước lượng sẽ thích hợp hơn. Nghiên cứu kiểm định ở mức ý nghĩa là 5%.
Kết quả cho thấy biến phụ thuộc là ROA thì mô hình FE là mô hình phù hợp hơn để giải thích mối quan hệ giữa các biến độc lập và ROA.
Bảng 4.12. Kiểm định Hausman Stt Biến
phụ thuộc Chi2 Prob>Chi2 H0
Mô hình đƣợc chọn
1 Y2 (ROA) 27,03 0,0046 ác bỏ FE
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
Vì giá trị Prob>Chi2=0,0046<0,05 nên nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có thể kết luận là sử dụng mô h nh hồi quy tác động cố định (FE) là phù hợp. Phần tiếp theo sẽ kiểm định sự phù hợp trong việc lựa chọn FE.
4.5.2.2 Kiểm định tác động cố định của thời gian:
Giả thuyết Ho tác động của thời gian bằng 0. Giá trị Prob > F =0,2626>0,05 nên chấp nhận giả thuyết Ho. Mô h nh không vi phạm tác động cố định theo thời gian. Như vậy khi hồi quy có thể bỏ biến TimeDummy ra khỏi mô h nh.
Bảng 4.13. Kiểm định Testparm _Iyear*
. testparm _IYear*, ( 1) _IYear_2010 = 0 ( 2) _IYear_2012 = 0 ( 3) _IYear_2014 = 0 F( 3, 95) = 1,35 Prob > F = 0,2626
4.5.2.3. Kiểm định sự tƣơng quan giữa những phần dƣ của các đơn vị chéo:
Giả thuyết Ho phần dư giữa các đơn vị chéo không tương quan. Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Pr = 0,8637>0,05 nên chấp nhận giả thuyết Ho, vậy các phần dư của các đơn vị chéo không tương quan. Mô h nh không vi phạm sự tương quan giữa những phần dư của các đơn vị chéo.
Bảng 4.14. Kiểm định Pesaran's
. xtcsd, pesaran abs
Pesaran's test of cross sectional independence = 0,172, Pr = 0,8637 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0,377
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.5.2.4. Kiểm định phƣơng sai của sai số thay đổi:
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 4.15. Kiểm định Modified Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (18) = 986,64 Prob>chi2 = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.5.2.5 Kiểm định sự tự tƣơng quan của phần dƣ:
Giả thuyết Ho không có tự tương quan bậc 1. Kết quả kiểm định cho thấy Giá trị Prob>F =0,0083<0,05 nên 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 4.16. Kiểm định Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 17) = 8,922 Prob > F = 0,0083
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Stata
4.5.2.6. Cách khắc phục các vi phạm của mô hình
Như kết quả tr nh bày ở bảng 4.15 và 4.16 thì Y2 (ROA) của mô h nh bị vi pham 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 tr nh bày ở bảng 4.17. Bảng 4.17 khắc phục các vi phạm của Y2 Y1 Coef. Std. Err. z P>|z| X1 -0,048 0,031 -1,53 0,126 X2 -0,032 0,023 -1,39 0,165 X3 0,009*** 0,003 2,92 0,004 X4 -0,027*** 0,005 -5,54 0,000 X5 0,139* 0,078 1,78 0,074 X6 0,287*** 0,026 10,71 0,000 X7 0,0001** 0,000 1,93 0,054 X8 -0,025*** 0,0093 -2,70 0,007 X9 -0,010** 0,005 -1,95 0,052 X10 0,016** 0,007 2,19 0,029 cons -1,934 0,971 -1,99 0,046 Estimated covariances = 18 R-squared = 0.8544 Estimated autocorrelations = 18 Wald chi2(10) = 196.15 Estimated coefficients = 11 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 h nh hồi quy cho thấy có 8 biến tác động đến lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu: tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (X2), tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi khách hàng (X3), tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập (X4), chênh lệch lãi suất (X6), số lượng thành viên (X7), thời gian thành lập (X8), lạm phát (X9), tăng trưởng kinh tế (X10). Mô h nh hồi quy viết lại:
Y2 = -1,934 – 0,048*X1 – 0,032*X2 + 0,009*X3 – 0,027*X4 + 0,139*X5 +0,287*X6 +0,0001*X7 – 0,025*X8 – 0,010*X9 + 0,016*X10
Bảng 4.18 Bảng tóm tắt kết quả hồi quy cho các biến phụ thuộc Y1, Y2 Biến phụ thuộc Biến độc lập Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (Y1) Tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (Y2) Tỷ lệ nợ xấu X1 0,686 -0,048 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản X2 -2,574*** -0,032
Tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi X3 0,109** 0,009*** Tỷ lệ chi phí trên thu nhập X4 -0,334*** -0,028*** Quy mô tổng tài sản X5 1,548 0,139* Chênh lệch lãi suất X6 4,304*** 0,287*** Số lượng thành viên QTDND X7 0,020* 0,0001** Thời gian hoạt động X8 -0,524*** -0,025*** Tỷ lệ lạm phát X9 -0,143* -0,010** Tốc độ tăng trưởng kinh tế X10 0,209* 0,016** Hệ số gốc Const -6,246 -1,934
Số quan sát 126 126
Số nhóm 18 18
R-squared 0,8353 0,8544
Prob > chi2 0,0000 0,0000
Mức ý nghĩa: Mức ý nghĩa : *, ** và*** hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê lần lượt tại mức ý nghĩa 1% ; 5% và 10%
Theo Nguyễn Đ nh 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%. ảng 4.18 cho thấy cả hai mô h nh đều 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 h nh đồng thời bằng không bị bác bỏ. Như vậy, cả hai mô h nh đều có ý nghĩa và phù hợp về tổng thể (Hoàng Ngọc Nhậm và ctg, 2007).
Quan sát các hệ số hồi quy từ hai phương tr nh ở ảng 4.18, nghiên cứu lần lượt thảo luận sự tác động của từng biến số độc lập lên giá trị trung b nh của biến phụ thuộc khi các biến còn lại được giữ không đổi tới lợi nhuận của các QTDND tại tỉnh nh Thuận. Mức ý nghĩa được chọn là nhỏ hơn 10%.
+ Tỷ lệ nợ xấu/tổng dư nợ (X1): Nghiên cứu đã xây dựng kỳ vọng ban đầu là tỷ lệ nợ xấu tác động ngược chiều lên lợi nhuận QTDND. Tuy nhiên, kết quả hồi quy không tìm thấy bằng chứng về sự tác động của tỷ lệ nợ xấu lên lợi nhuận của các QTDND. Kết quả nghiên cứu không như kỳ vọng ban đầu cũng như các nghiên cứu thực nghiệm trước. Với kết quả trên, tác giả xem xét lại dữ liệu nghiên cứu và thấy rằng, trong bộ dữ liệu có 18 quan sát có giá trị tỷ lệ nợ xấu bằng không, đặc biệt có 02 QTDND (Võ Xu, Phú nh) từ năm 2009 đến 2015 chỉ có 01 năm có nợ xấu (QTDND Võ Xu có nợ xấu ở năm 2009; QTDND Phú nh có nợ xấu ở năm 2014). ên cạnh đó, có 03 quan sát có tỷ lệ nợ xấu gần như bằng không (từ 0,02% đến 0,03%). Kết quả nghiên cứu như trên là do số quan sát chưa nhiều, tỷ lệ nợ xấu của các QTDND trên địa bàn tỉnh nh Thuận chiếm tỷ lệ nhỏ dưới 1%/tổng dư nợ chính v thế mà biến tỷ lệ nợ xấu không tác động đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh nh Thuận.
+ Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản (X2): Nghiên cứu kỳ vọng tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản tác động ngược chiều lên hiệu quả hoạt động của QTDND. Kết quả nghiên cứu phù hợp với nghiên cứu Sehrish (2013) và nghiên cứu của Nguyễn Thị Cành và Hồ Thị Hồng Minh (2015). Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản tác động ngược chiều với lợi nhuận/ vốn chủ sở hữu (Y1) nhưng không có bằng chứng tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản với lợi nhuận/tổng tài sản (Y2). Điều này cho thấy khi sử dụng vốn chủ sở hữu càng nhiều th lợi nhuận của đơn vị càng giảm. Thực tế, khi sử dụng vốn chủ sở hữu nhiều th doanh nghiệp sẽ không được hưởng lợi từ lá chắn thuế, đồng thời lãi suất phải trả
cho các thành viên góp vốn cao hơn nguồn vốn huy động, vốn vay ngân hàng hợp tác xã, do vậy khi tăng tỷ lệ này ở mức độ vừa phải th sẽ có hiệu quả nhưng tăng quá cao th sẽ làm cho lợi nhuận giảm. Qua số liệu nghiên cứu cho thấy, các QTDND Võ Xu, Đức Nghĩa có tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản từ 8%-10% th lợi nhuận đạt được từ 14-16%, các QTDND Ma Lâm, Hàm Thắng, Hàm Nhơn có tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản từ 5-7% th lợi nhuận đạt được từ 16-25%. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản không có bằng chứng tác động với lợi nhuận/tổng tài sản (Y2) v trong cơ cấu nguồn vốn hoạt động của các QTDND, vốn chủ sở hữu chỉ chiếm khoảng 10% nên tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản sẽ tác động không rõ ràng với lợi nhuận/tổng tài sản của QTDND.
+ Tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng (X3): Nghiên cứu kỳ vọng tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng tác động tác động cùng chiều lên lợi nhuận của QTDND. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng tác động cùng chiều với lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh nh Thuận. Cụ thể, nếu tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng tăng một đơn vị th tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu tăng 0,109 đơn vị, tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng tăng một đơn vị th tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 0,009 đơn vị. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Trương Quang Thông (2010). Thực tế, các QTDND có tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng cao nhưng không phải vay vốn của ngân hàng Hợp tác xã th sẽ có lợi nhuận cao (QTDND Ma Lâm, Hàm Thắng, Hàm Nhơn, Liên Hương, Phan Rí Thành và Phú nh) còn các QTDND có tỷ lệ dư nợ cho vay/ tiền gửi khách hàng cao nhưng bản thân các QTDND này không đủ vốn cho vay phải vay vốn của ngân hàng Hợp tác xã th sẽ có lợi nhuận thấp (QTDND Nghị Đức, Hàm Hiệp, Hàm Chính và Tân Xuân) do chi phí lãi vay cao hơn so huy động từ thị trường 1.
+ Tỷ lệ chi phí/ thu nhập (X4): Nghiên cứu kỳ vọng tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động tác động ngược chiều lên lợi nhuận của QTDND. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ chi phí/ thu nhập tác động ngược chiều với lợi nhuận của QTDND và đều có mức ý nghĩa là 1% ở cả hai phương tr nh. Điều này có nghĩa là tỷ lệ
chi phí/thu nhập càng tăng th tỷ lệ lợi nhuận/vốn chủ sở hữu và tỷ lệ lợi nhuận/tổng tài sản càng giảm. Cụ thể, nếu tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động tăng một đơn vị th tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu giảm 0,334 đơn vị, tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động tăng một đơn vị th tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản giảm 0,028 đơn vị. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với nghiên cứu của Gemechu và Vincent (2013), Syafri (2012), Trujillo-Ponce (2013), Nguyễn Thị Cành và Hồ Thị Hồng Minh (2015). Thực tế, các QTDND có tỷ lệ chi phí/ thu nhập ở năm nào cao th lợi nhuận ở năm đó thấp (QTDND Võ Xu; Me Pu; Đức Nghĩa; Hàm Hiệp) và các QTDND có tỷ lệ chi phí/ thu nhập cao từ 30% đến 44% th đạt lợi nhuận thấp (QTDND Nghị Đức; Hàm Chính); QTDND có tỷ lệ chi phí/ thu nhập dưới 30% th đạt lợi nhuận cao (QTDND Phú nh, Vũ Hòa).
- Quy mô tổng tài sản (X5): Nghiên cứu kỳ vọng quy mô tổng tài sản tác động cùng chiều lên lợi nhuận của QTDND. Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô tổng tài sản tác động cùng chiều với tỷ lệ lợi nhuận/tổng tài sản (Y2) nhưng không có bằng chứng về tác động đến tỷ lệ lợi nhuận/vốn chủ sở hữu (Y1). Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Muriu (2013) và nghiên cứu của Sehrish (2013). Kết quả này thể hiện khi tổng tài sản tăng 1% th lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 13,9%, điều này có thể là do khi QTDND tăng tổng tài sản th phần lớn đơn vị sử dụng để cho vay, tạo thêm thu nhập cho QTDND do vậy khi càng tăng tổng tài sản th lợi nhuận của đơn vị tăng lên. Thực tế, các QTDND trên địa bàn luôn muốn tăng tổng tài sản để có thêm nguồn cho thành viên vay nhằm tạo thu nhập cho đơn vị và giúp vốn cho thành viên mở rộng hoạt động sản xuất kinh doanh; nhưng quy mô tổng tài sản không tác động đến tỷ lệ lợi nhuận/vốn chủ sở hữu (Y1) v quy mô tổng tài sản sẽ tác động trực tiếp đến cơ cấu vốn của QTDND trong khi đó vốn chủ sở hữu chỉ chiếm một tỷ trọng thấp (khoảng 7%-8%) trong cơ cấu nguồn vốn của QTDND, thêm nữa tốc độ tăng trưởng vốn chủ sở hữu hàng năm thấp (chỉ khoảng 10%) nên sự tác động từ quy mô tổng tài sản đến lợi nhuận/vốn chủ sở hữu là không rõ ràng.
- Chênh lệch Lãi suất (X6): nghiên cứu kỳ vọng chênh lệch lãi suất tác động cùng chiều lên lợi nhuận của QTDND. Cụ thể nếu chênh lệch lãi suất tăng một đơn
vị thì tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu tăng 4,304 đơn vị, chênh lệch lãi suất tăng một đơn vị thì tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 0,287 đơn vị. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu. Điều này thể hiện thu nhập từ cho vay so với chi phí trả lãi tiền gửi càng lớn th thu nhập của QTDND càng lớn. Thực tế, các QTDND (ĐaKai, Hàm Nhơn, Phú nh…) có chênh lệch lãi suất càng lớn (từ 6-9%) th đạt lợi nhuận cao (từ 17-32%), các QTDND (Hàm Thắng, Phan Rí Thành, Võ Xu…) có chênh lệch lãi suất thấp hơn (từ 4-5%) th đạt lợi nhuận thấp hơn (từ 6-16%)
- Số lượng thành viên QTDND (X7): Nghiên cứu kỳ vọng số lượng thành viên tác động cùng chiều lên lợi nhuận của QTDND. Kết quả nghiên cứu cho thấy số lượng thành viên ở hai phương tr nh đều có tác động cùng chiều lên lợi nhuận của QTDND với mức ý nghĩa thống kê, cụ thể Y1, Y2 lần lượt là 10% và 5%. Cụ thể nếu số lượng thành viên tăng một người th tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu tăng 0,020 đơn vị, số lượng thành viên tăng một người th tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 0,0001 đơn vị. Số lượng thành viên của QTDND là các cá nhân, hộ gia đ nh, pháp nhân và các đối tượng khác đủ điều kiện tham gia và được QTDND xét kết nạp thành viên. Thành viên vừa là người góp vốn h nh thành vốn điều lệ vừa là người vay vốn chủ yếu tại quỹ tín dụng. Việc góp vốn sẽ tạo điều kiện cho quỹ tín dụng có nguồn vốn cho vay nên góp phần tạo doanh thu. Đồng thời, việc vay vốn phải trả lãi vốn vay nên thành viên cũng trực tiếp làm tăng doanh thu, qua đó góp