CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ TỪ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
4.1. Kết quả hồi quy theo mơ hình logistic
Sau khi phân các biến định tính thành những biến giả tương ứng. Mơ hình định lượng với ba nhóm biến gồm 50 biến (biến định lượng và biến định tính của các biến độc lập). Kết quả mơ hình hồi quy logistic cho khả năng trả nợ của hộ gia đình là:
Bảng 4.1. Kết quả ước lượng khả năng trả nợ (mơ hình 4.1)
Log pseudolikelihood = -803.6472 Số quan sát = 3714
Chi2(50) = 853.67 Prob>Chi2 = 0 Pseudo R2 = 0.3469
Biến độc lập Hệ số ước lượng Mức ý nghĩa pvalue
Tuổi của chủ hộ 0.0655** 0.065
Tuổi2 của chủ hộ - 0.0006** 0.080
Giới tính của chủ hộ 0.3136 0.148
Trình độ học vấn của chủ hộ 0.0328 0.177 Chủ hộ là nhà chuyên môn kỹ thuật bậc cao - 0.1755 0.807 Chủ hộ là nhà chuyên môn kỹ thuật bậc trung 0.3244 0.578 Chủ hộ là nhân viên sơ cấp 1.3590* 0.044 Chủ hộ là nhân viên dịch vụ hoặc bán hàng 0.2033 0.707 Chủ hộ là lao động có kỹ thuật trong nơng,
lâm nghiệp và thủy sản
Chủ hộ là thợ có kỹ thuật lắp ráp và vận hành máy móc thiết bị
- 0.3347 0.572 Chủ hộ là lao động giản đơn hoặc thất nghiệp - 0.5634 0.186 Chủ hộ chưa có vợ/ chồng - 0.5835 0.325 Chủ hộ đang có vợ/ chồng - 0.5498* 0.035
Chủ hộ đang ly thân - 1.1546 0.233
Quy mô hộ 0.0942* 0.041
Thu nhập của hộ 0.0522* 0.000
Chi tiêu của hộ - 0.0512* 0.000
Sức khỏe thành viên hộ - 0.2444** 0.086
Dư nợ gốc của hộ -0.0692* 0.000
Lãi suất vay - 0.1696* 0.000
Vay từ ngân hàng NN&PTNT 0.4379** 0.056
Vay từ ngân hàng khác 0.0124 0.984
Vay từ Quỹ Hỗ trợ việc làm 0.2877 0.720 Vay từ các Tổ chức tín dụng 1.1884* 0.002 Vay từ các Tổ chức chính trị - xã hội 0.5040 0.106 Vay từ người cho vay cá thể 1.1478* 0.004
Vay từ bạn bè, họ hàng 1.1182* 0.000
Vay từ nguồn khác 0.8919* 0.018
Mức độ sở hữu nhà ở của hộ 0.2736 0.523 Số tiền chi cho thuê nhà 0.0001 0.822 Hộ thuộc vùng Đồng bằng sông Hồng - 0.0436 0.852
Hộ thuộc vùng Đông Bắc - 0.2477 0.293
Hộ thuộc vùng Tây Bắc - 0.8966* 0.022 Hộ thuộc vùng Bắc Trung Bộ - 0.4193 0.115 Hộ thuộc vùng Duyên hải Nam Trung Bộ - 0.0008 0.998 Hộ thuộc vùng Tây Nguyên - 0.4934 0.122
Hộ thuộc vùng Đông Nam Bộ - 0.1703 0.508
Vay để đầu tư TSLĐ - 0.4024 0.216
Vay để đầu tư TSCĐ - 0.4134 0.226
Vay để trả nợ - 0.3527 0.358
Vay để Mua nhà/ Làm nhà 0.0902 0.793
Vay để chi Cưới xin/ Ma chay 0.5700 0.261
Vay để đi học - 0.8651* 0.032
Vay để chữa bệnh - 0.6011 0.112
Vay để tiêu dùng chung - 0.2530 0.459
Vay để ăn khi giáp hạt - 1.5368 0.186
Vay để mua sắm đồ dùng lâu bền - 0.8465** 0.053 Vay để cải thiện nguồn nước sinh hoạt 0.0927 0.868 Vay để cải thiện điều kiện vệ sinh - 1.2558 0.124
Tung độ gốc - 2.5432* 0.031
* Có ý nghĩa thống kê ở mức 1-5% ** Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ số liệu KSMS 2008
Kết quả hồi quy cho thấy 18 biến có ý nghĩa, các biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Tác giả lần lượt loại các biến có giá trị pvalue lớn nhất cho đến khi mơ hình khơng cịn các biến khơng có ý nghĩa. Lúc này, mơ hình hồi quy khả năng trả nợ được biểu diễn như Bảng 4.2.
Bảng 4.2. Kết quả ước lượng khả năng trả nợ (mơ hình 4.2)
Log pseudolikelihood = -819,7617 Số quan sát = 3714
Chi2(20) = 821,44 Prob>Chi2 = 0 Pseudo R2 = 0,3338
Biến độc lập Hệ số ước lượng Mức ý nghĩa pvalue
Tuổi của chủ hộ 0.0771* 0.025
Tuổi2 của chủ hộ - 0.0007* 0.040
Chủ hộ là nhân viên sơ cấp 1.3022* 0.022 Chủ hộ là lao động có kỹ thuật trong
nơng, lâm ghiệp và thủy sản
- 1.0484* 0.007 Chủ hộ là thợ thủ cơng có kỹ thuật - 0.4717** 0.079 Chủ hộ là lao động giản đơn - 0.6334* 0.003
Thu nhập của hộ 0.0515* 0.000
Chi tiêu của hộ - 0.0474* 0.000
Sức khỏe của thành viên hộ - 0.2410** 0.080
Dư nợ gốc của hộ - 0.0678* 0.000
Lãi suất vay - 0.1694* 0.000
Vay từ Ngân hàng NN&PTNT 0.3958** 0.056 Vay từ các Tổ chức tín dụng 1.1645* 0.001 Vay từ người cho vay cá thể 1.1574* 0.002
Vay từ bạn bè, họ hàng 1.0875* 0.000
Vay từ nguồn khác 0.7843* 0.030
Hộ thuộc vùng Tây Bắc - 0.6586** 0.054
Vay để đi học - 0.6435* 0.026
Vay để chữa bệnh - 0.4248** 0.083
Vay để mua sắm đồ dùng lâu bền - 0.6338** 0.052
Tung độ gốc - 2.6181* 0.004
* Có ý nghĩa thống kê ở mức 1-5% ** Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Theo kết quả trên, mơ hình hồi quy khả năng trả nợ (4.2) cho kết quả hồi quy với tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê. Để kiểm định việc loại bỏ các biến khơng có ý nghĩa thống kê, tương đương với giả thiết: Ho = i =
Giá trị kiểm định 2 với bậc tự do bằng 30 là:
2(30) = 2 (Log likelihood (4.1) - Log likelihood (4.2))
= 2 (- 803.6472 + 819,7617) = 16,1145
Với mức ý nghĩa 5% và bậc tự do bằng 30, giá trị 2(5%,30) = 43,7730
Giá trị kiểm định 2(21) = 16,1145 < 2(5%,30) = 43,7730 nên không bác bỏ giả
thiết Ho. Vậy mơ hình (4.2) giải thích khả năng trả nợ của hộ tốt hơn mơ hình (4.1). Các biến nghề nghiệp của chủ hộ (nếu chủ hộ là thợ thủ cơng có kỹ thuật), sức khỏe thành viên hộ, nguồn cho vay (nếu hộ vay từ Ngân hàng NN&PTNT), biến vùng địa lý (hộ thuộc vùng Tây Bắc) và biến mục đích vay (nếu hộ vay để chữa bệnh hoặc mua sắm đồ dùng lâu bền) có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Các biến cịn lại đều có ý nghĩa ở mức 1% và 5%.
4.2. Kết quả từ mơ hình nghiên cứu
Kết quả ước lượng mơ hình (4.2) cho thấy có 30 biến có ý nghĩa thống kê chia vào ba nhóm biến như sau:
Nhóm yếu tố nhân khẩu học gồm các biến có thể giải thích khả năng trả nợ
của hộ gia đình là tuổi của chủ hộ, nghề nghiệp của chủ hộ (nếu chủ hộ là nhân viên sơ cấp, lao động hoặc thợ thủ cơng có kỹ thuật, lao động giản đơn hoặc thất nghiệp), sức khỏe của thành viên hộ.
Nhóm yếu tố kinh tế và vùng địa lý gồm các biến có thể giải thích khả năng
trả nợ của hộ gia đình là thu nhập của hộ, chi tiêu của hộ và vùng địa lý (nếu hộ thuộc vùng Tây Bắc).
Nhóm yếu tố đặc điểm lãi vay gồm các biến có thể giải thích khả năng trả nợ
của hộ gia đình là tổng dư nợ gốc, lãi suất cho vay, nguồn cho vay (nếu hộ vay từ Ngân hàng NN&PTNT, tổ chức tín dụng, người cho vay cá thể, bạn bè – họ hàng
hoặc vay từ các nguồn khác) và mục đích vay (nếu hộ vay để đi học, chữa bệnh hoặc mua sắm đồ dùng lâu bền).
Các biến trên đều có dấu phù hợp với kì vọng. Riêng đối với biến nguồn cho vay, khi hộ vay từ người cho vay cá thể bên ngoài, dấu của hệ số ước lượng là dương (+), ngược với kì vọng ban đầu của tác giả. Đồng thời, kết quả ước lượng này cũng không đồng nhất với số liệu thống kê mô tả đã cho thấy khi hộ vay từ người cho vay cá thể thì hộ gần như khơng có khả năng trả nợ. Ngun nhân là do các hộ gia đình khi vay từ nguồn này thường có mức thu nhập cao hơn so với các hộ khác. Số liệu thống kê cho thấy trung bình mức thu nhập của các hộ gia đình vay từ nguồn này là 50,41 triệu đồng/ hộ/ năm, cao hơn mức thu nhập trung bình chung của hộ là 44,41 triệu đồng/ hộ/ năm. Do đó, hộ vay từ các nguồn này lại có khả năng trả nợ tốt hơn.
Các lý thuyết đi trước nêu rõ biến thu nhập (De Vaney và Hanna, 1994; Hartarska và cộng sự, 2002; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008) và số dư nợ gốc của khoản vay (Sullivan và Fisher, 1988; Canner và Luckett, 1990, 1991) là hai yếu tố quan trọng nhất trong việc xác định khả năng trả nợ. Kết quả mơ hình nghiên cứu cũng thể hiện sự tương đồng khi thu nhập và số dư nợ gốc của khoản vay đều là hai biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Ngồi ra, các biến nghề nghiệp của chủ hộ, lãi suất vay và nguồn cho vay cũng được kì vọng là tác động đáng kể đến khả năng trả nợ của hộ. Có sự khác biệt về mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với khả năng trả nợ của hộ Việt Nam và hộ các nước khác có thể là do mức thu nhập bình qn của hộ gia đình Việt Nam thấp hơn nhiều so với mức thu nhập bình quân hộ của các nước khác nên khả năng trả nợ của hộ gia đình Việt Nam nhạy cảm hơn khi có sự thay đổi của các biến.
4.3. Mô phỏng mức độ tác động đến khả năng trả nợ của hộ gia đình
Dựa vào hệ số hồi quy của mơ hình (4.2) tác giả tính tốn mức độ tác động của các yếu tố đến khả năng trả nợ của hộ gia đình theo Phụ lục 5.
Đối với biến tuổi của chủ hộ, mơ hình cho kết quả hệ số ước lượng và dấu phù hợp với kì vọng. Độ tuổi của chủ hộ được biểu diễn là đường cong bậc 2 đi qua gốc tọa độ có dạng y1 = 0,0771x – 0,0007x2. Khả năng trả nợ của hộ được biểu diễn là một đường thẳng song song với trục hồnh có dạng y2 = a.
Đường cong tuổi
0 0.5 1 1.5 2 2.5 0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100 Đường khả năng trả nợ
Hình 4.1. Biểu diễn độ tuổi của chủ hộ khi hộ có khả năng trả nợ
Khi hộ có khả năng trả nợ, tương đương với y2 = 1,25 thì lúc đó, tuổi của chủ hộ là nghiệm của phương trình: 0,0771 Tuổi – 0,0007 Tuổi2 = 1,25
Phương trình trên có nghiệm là Tuổi1 ≈ 21 tuổi và Tuổi2 ≈ 86 tuổi. Hộ có thể trả được nợ khi chủ hộ có độ tuổi từ 21 đến 86. Dưới 21 và trên 86 tuổi, hộ có thể khơng trả được nợ.
Điểm cực trị của đồ thị tuổi là tại điểm có Tuổi ≈ 55 và KNTN ≈ 2,12.
Vậy khi xác suất khả năng trả nợ ban đầu của hộ gia đình ứng với điều kiện của hộ là 20%:
- Với các yếu tố khác không đổi, từ độ tuổi 21 trở lên, nếu chủ hộ tăng thêm một tuổi thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 21,26%, tăng 1,26%. Tuy nhiên, khi chủ hộ bước qua tuổi 55 thì khi thêm 1 tuổi, xác suất khả năng trả nợ của hộ là 19,99%, giảm 0,01%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có chủ hộ là nhân viên chun mơn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phịng, bàn giấy thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 47,90%, tăng 27,90%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có chủ hộ là lao động có kỹ thuật làm việc trong ngành nơng nghiệp, lâm nghiệp hoặc thủy sản thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 8,06%, giảm 11,94%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có chủ hộ là thợ thủ cơng có kỹ thuật hoặc thợ kỹ thuật khác có liên quan thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 13,49%, giảm 6,51%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có chủ hộ là lao động giản đơn hoặc thất nghiệp thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,72%, giảm 8,28%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có thành viên có bị ốm/ bệnh thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 16,42%, giảm 3,58%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có thu nhập tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 20,84%, tăng 0,84%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có chi tiêu tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 19,25%, giảm 0,75%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có dư nợ gốc tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 18,94%, giảm 1,06%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có món vay với lãi suất tăng thêm 1%/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 17,43%, giảm 2,57%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ Ngân hàng NN&PTNT thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 27,08%, tăng 7,07%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ vay từ các tổ chức tín dụng thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,48%, tăng 24,48%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ người cho vay cá thể thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,51%, tăng 24, 51%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ bạn bè hoặc họ hàng thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,30%, tăng 24,30%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ vay từ nguồn khác thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 35,39%, tăng 15,39%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ thuộc vùng Tây Bắc thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,46%, giảm 8,54%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay để đi học thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,61%, giảm 8,39%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay để chữa bệnh thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 14,05%, giảm 5,95%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay để mua sắm đồ dùng lâu bền thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,71%, giảm 8,29%.
Kết quả mơ phỏng mức độ ảnh hưởng cho thấy có hai yếu tố ảnh hưởng quan trọng đối với khả năng trả nợ của hộ gia đình Việt Nam là: nghề nghiệp của chủ hộ (khi chủ hộ là nhân viên chuyên môn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phòng) và nguồn cho vay (khi hộ vay từ tổ chức tín dụng, người cho vay cá thể, hoặc từ bạn bè và họ hàng).
4.4. Tóm tắt
Kết quả của mơ hình kinh tế lượng cho thấy yếu tố có ảnh hưởng lớn đến khả năng trả nợ của hộ là nghề nghiệp của chủ hộ và nguồn cho vay. Khi chủ hộ là nhân viên chuyên môn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phịng thì khả năng trả nợ của hộ sẽ tăng lên đáng kể, tương ứng với mức 28%. Tương tự đối với nguồn cho vay, chủ hộ vay từ các tổ chức tín dụng, người cho vay cá thể hoặc người có quan hệ thân thiết như bạn bè, họ hàng thì khả năng trả nợ của hộ cũng được cải thiện từ 15% đến 25%. Đây là điểm khác biệt đáng kể so với các nghiên cứu đi
trước (Michigan và Utah, 1960; Peterson và Peterson, 1981; Sullivan và cộng sự, 1989; Canner và Luckett, 1991; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008 đối với yếu tố nghề nghiệp; Sullivan và Fisher, 1988 đối với yếu tố nguồn cho vay), tuy có đề cập nhưng khơng đánh giá cao tầm quan trọng của hai yếu tố trên.
Lý thuyết của các nghiên cứu trước đây cho rằng các biến thu nhập (Sullivan và Fisher, 1988; De Vaney và Hanna, 1994; Hartarska và cộng sự, 2002; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008) và tổng dư nợ gốc (Bloom & Steen, 1987; Sullivan và Fisher, 1988; Canner & Luckett, 1990; Kennickell và Shack-Marquez, 1992) đều có mối quan hệ tuyến tính mạnh với khả năng trả nợ của hộ gia đình. Tuy nhiên, số liệu mơ phỏng từ mơ hình nghiên cứu khơng phải là bằng chứng thuyết phục cho kết luận trên. Số liệu thống kê của thu nhập, tổng dư nợ gốc