STT Tên QTDND Năm xếp loại
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 1 ĐaKai 2 4 3 3 3 3 5 2 Đức Nghĩa 4 4 4 3 3 4 2 3 Hàm Chính 4 4 4 4 4 3 2 4 Hàm Hiệp 5 1 4 4 4 4 3 5 Hàm Nhơn 2 4 2 1 1 2 2 6 Hàm Thắng 5 5 5 5 5 5 5 7 LaGi 4 5 4 4 4 5 4 8 Liên Hương 3 4 4 3 3 2 2 9 Ma Lâm 4 5 4 4 4 3 1 10 MêPu 3 3 4 4 4 3 5 11 Phan Rí Thành 5 5 3 4 4 3 2 12 Phú Bình 3 3 3 3 3 3 2 13 Phước Thể 5 4 3 4 4 4 2 14 Sùng Nhơn 5 5 3 4 4 5 5 15 Tân Xuân 3 4 4 3 3 4 4
16 Võ Xu 2 2 4 2 2 3 2 17 Vũ Hòa 2 3 4 3 3 3 2 18 Nghị Đức 5 5 5 5 5 5 5 19 Chí Cơng 5 5 5 5 5 5 20 Đức Hạnh 4 5 4 4 5 5 21 Đức Tài 5 5 4 4 2 4 22 Thuận Đức 5 4 4 1 1 23 Chợ Lầu 5 5 2 2 24 Hàm Minh 5 5 5 5 25 Lạc Tánh 5 5 4.2. Thống kê mơ tả
Thống kê mơ tả bằng các phép tính và một số chỉ số thống kê thông thường sẽ cho thấy một cách tổng quát về đặc tính cơ bản của các biến số trong mẫu nghiên cứu. ảng 4.3 thể hiện các giá trị thống kê mô tả cho các biến trong mơ hình. Tất cả các biến đều có số quan sát là 126 cho thấy dữ liệu cân bằng và đầy đủ.
Bảng 4.3 Bảng mô tả thống kê hỉ tiêu Tên biến Số quan sát Giá trị trung bình ộ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Y1 126 15,711 6,550 -9,693 33,703 Y2 126 1,022 0,388 -0,696 1,947 X1 126 0,609 0,736 0 3,91 X2 126 6,753 1,387 3,835 11,637 X3 126 96,815 7,359 69,467 119,184 X4 126 31,805 6,267 19,751 45,655 X5 126 10,408 0,651 8,49 11,72 X6 126 6,430 1,124 3,864 9,923 X7 126 1.616,143 530,233 547 3.143 X8 126 15,555 3,545 1 20 X9 126 8,711 4,565 5,14 18,94 X10 126 9,98 4,879 6,2 17,84
- Đối với các biến phụ thuộc:
+ iến phụ thuộc Y1: Chỉ tiêu Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu dao động dao động trong khoảng từ -9,693% đến 33,703% với giá trị trung b nh của chỉ tiêu này 15,71%. Trong đó giá trị nhỏ nhất là -9,693% (QTDND Đa Kai, 2015) và giá trị lớn nhất 33,703% (QTDND Phú Bình, 2009) với độ lệch chuẩn là 6,550. Đối với QTDND Đa Kai, tỷ lệ này bị âm do năm 2015 đơn vị tính lãi dự thu nhiều do đó cuối năm đơn vị phải điều chỉnh giảm lãi dự thu dẫn đến cuối năm 2015 đơn vị bị lỗ.
iến phụ thuộc Y2: Chỉ tiêu Tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản dao động dao động trong khoảng từ -0,696% đến 1,947% với giá trị trung b nh của chỉ tiêu này 1,022%. Trong đó giá trị nhỏ nhất là -0,696% (QTDND Đa Kai, 2015) và giá trị lớn nhất 1,947 (QTDND Hàm Nhơn, 2012) với độ lệch chuẩn là 0,388. Đối với QTDND Đa Kai, tỷ lệ này bị âm do năm 2015 đơn vị tính lãi dự thu nhiều do đó cuối năm đơn vị phải điều chỉnh giảm lãi dự thu dẫn đến cuối năm 2015 đơn vị bị lỗ.
Nh n chung, dữ liệu của cả hai biến phụ thuộc trong mơ h nh có giá trị biến động quanh giá trị trung b nh của mỗi biến tương ứng.
- Đối với các biến độc lập:
X1: Tỷ lệ nợ xấu trung b nh của các QTDND là 0,609%, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của biến này tương ứng là 0% và 3,91% (QTDND Đức Nghĩa, 2009), trong khi đó độ lệch chuẩn của biến tỷ lệ nợ xấu là 0,736. Mặc dù nh n chung nợ xấu các QTDND thấp, một vài QTDND cũng có tỷ lệ nợ xấu cao. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn của tỷ lệ nợ xấu còn cao.
X2:Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản: Tỷ lệ này dao động từ 3,834% đến 11,637% với giá trị trung b nh là 6,753%, tỷ lệ nhỏ nhất là 3,834% (QTDND Hàm Thắng, 2014) và tỷ lệ cao nhất là 11,637% (QTDND Liên Hương, 2011) với độ lệch chuẩn ở mức 1,387.
X3: Tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi trung b nh là 96,815%, tỷ lệ nhỏ nhất là 69,467% (QTDND Vũ Hòa, 2010) và tỷ lệ cao nhất là 119,184% (QTDND Hàm Thắng, 2011) với độ lệch chuẩn ở mức 7,358. Nhìn chung ngồi tiền gửi huy động,
đa số các QTDND đều sử dụng vốn tự có hoặc vay thêm Ngân hàng Hợp tác xã để bổ sung vốn cho thành viên vay.
X4: Tỷ lệ chi phí trên thu nhập trung b nh các QTDND là 31,804%. Giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của tỷ lệ chi phí trên thu nhập tương ứng là 19,75 (QTDND Phú Bình, 2008) và 45,655% (QTDND Hàm Hiệp, 2013). Độ lệch chuẩn 6,267.
X5: Quy mô tổng tài sản trung bình là 10,408 triệu đồng, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của tổng tài sản tương ứng là 8,49 triệu đồng (QTDND Nghị Đức, 2009) tuy nhiên các năm sau th quy mô tài sản của QTDND Nghị Đức đã tăng lên và 11,72 triệu đồng (QTDND Hàm Hiệp, 2015), quy mô tổng tài sản của đơn vị này bắt đầu tăng từ năm 2014, các năm trước tốc độ tăng tương đối thấp; với độ lệch chuẩn là 0,651 triệu đồng. Qua quan sát dữ liệu cho thấy tổng tài sản phần nhiều các QTDND chủ yếu quanh mức trung b nh.
X6: Chênh lệch Lãi suất: Tỷ lệ này dao động từ 3,863% đến 9,923% với giá trị trung bình là 6,430%, tỷ lệ nhỏ nhất là 3,863% (QTDND Liên Hương, 2010) và tỷ lệ cao nhất là 9,923% (QTDND Đức Nghĩa, 2012) với độ lệch chuẩn ở mức 1,123.
X7: Số lượng thành viên trung b nh mỗi QTDND là 1.616 người. Giá trị nhỏ nhất của biến này là 547 người. Đây là số lượng thành viên của QTDND Phú nh vào năm 2009, cũng là năm bắt đầu đi vào hoạt động của đơn vị này. Giá trị lớn nhất của biến này là 3.143 người. Đây là số lượng thành viên của QTDND Hàm Nhơn vào năm 2015 và là một trong các QTDND hoạt động tốt. Độ lệch chuẩn là 530 người. Dữ liệu thống kê cho thấy số lượng thành viên các QTDND tương đối ổn định, khơng có biến động bất thường. Riêng QTDND Phú nh, số thành viên tăng nhanh kể từ năm 2011 và đến năm 2015 là 1.137 người.
X8 :Thời gian thành lập: Tỷ lệ này dao động từ 1 đến 20 với giá trị trung b nh là 15,55%, tỷ lệ nhỏ nhất là 1 năm (QTDND Phú nh mới thành lập năm 2008) và tỷ lệ cao nhất là 20 năm ( có 07 QTDND thành lập từ năm 1995 là Đức Nghĩa, Hàm Nhơn, Liên Hương, Ma Lâm, Sùng Nhơn, MePu và Nghị Đức ) với độ lệch chuẩn ở mức 3,55.
X9 :Tỷ lệ lạm phát: Tỷ lệ này dao động từ 5,14% đến 18,94% với giá trị trung b nh là 8,71%, tỷ lệ nhỏ nhất là 5,14% vào năm 2014 và tỷ lệ cao nhất là 18,94% vào năm 2011, với độ lệch chuẩn ở mức 4,56.
X10 :Tăng trưởng kinh tế: Tỷ lệ này dao động từ 6,2% đến 17,84% với giá trị trung bình là 6,43%, tỷ lệ nhỏ nhất là 6,2% vào năm 2013 và tỷ lệ cao nhất là 17,84% vào năm 2009 với độ lệch chuẩn ở mức 4,88.
Nhìn chung, qua xem xét giá trị trung b nh, giá trị nhỏ nhất, lớn nhất và độ lệch chuẩn của các biến ở bảng thống kê mô tả trên cho thấy bộ dữ liệu khá đủ mang tính chất đại diện.
4.3. Phân tích sự tƣơng quan giữa các biến
Để kiểm tra sự bất thường của bộ dữ liệu, nghiên cứu đã phân tích các thơng số thống kê mơ tả ở ảng 4.3 trên. ên cạnh đó, tiếp tục xem xét sơ bộ mối quan hệ giữa các biến đưa vào mô h nh, nghiên cứu sẽ phân tích sự tương quan giữa các biến qua ma trận hệ số tương quan tại ảng 4.4 dưới đây.
Bảng 4.4. a trận hệ số tƣơng quan X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X1 1 X2 0,23*** 1 X3 0,10 0,43*** 1 X4 0,24*** 0,02 -0,05 1 X5 -0,3115* -0,43*** -0,39*** 0,21** 1 X6 0,24*** -0,00 -0,20** 0,36*** 0,16* 1 X7 -0,07 -0,12 -0,01 0,11 0,7*** 0,05 1 X8 -0,03* 0,05 0,06* 0,02*** -0,04*** 0,11* -0,07*** 1 X9 0,06 -0,03 0,21** -0,61*** -0,24*** 0,03 -0,12 0,05*** 1 X10 0,13 0,37*** 0,22** -0,29*** -0,49*** -0,53*** -0,20** -0,12*** -0,1 1
Nguồn: Tác giả tính tốn 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 ảng 4.2 trên cho thấy tương quan giữa các biến độc lập trong mô h nh phần lớn cũng là tương quan yếu (<0,4) hoặc trung b nh (từ 0,4 đến 0,8), khơng 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 h nh sẽ không gặp hiện tượng đa cộng tuyến, ta không cần phải loại bỏ bớt biến độc lập nào trước khi ước lượng mô h nh hồi quy.
4.4. Kiểm định đa cộng tuyến VIF
Theo quy tắc nhận biết đa cộng tuyến nhanh th nếu hệ số VIF lớn hơn 10 th xem như có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Gujarati, 2004; Hoàng Ngọc Nhậm và ctg, 2007). Kết quả kiểm định tại ảng 4.5 cho thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10. Kết quả này có thể kết luận các mơ hình sẽ không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.5 Kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
X5 4,68 0,214 X4 3,11 0,321 X7 3,56 0,281 X9 2,58 0,388 X10 3,20 0,312 X6 2,12 0,473 X3 1,89 0,529 X2 1,66 0,603 X1 1,62 0,616 X8 2,45 0,408 Mean VIF 2,69
4.5. Phân tích kết quả hồi quy
4.5.1 Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là Y1 (ROE) 4.5.1.1 Kiểm định mức độ phù hợp giữa mơ hình FE và RE 4.5.1.1 Kiểm định mức độ phù hợp giữa mơ hình FE và RE
Như đã tr nh bày ở chương 3, sẽ có hai mơ h nh ước lượng phổ biến đối với dữ liệu bảng là mô h nh các yếu tố ảnh hưởng cố định (FE) và mô h nh các yếu tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (RE). Kiểm định Hausman (Phụ lục 2) để quyết định chọn lựa giữa mô h nh FE hay mô h nh 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 khơng thích hợp và tốt hơn ta nên sử dụng mơ h nh FE. 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%.
Bảng 4.6. Kiểm định Hausman Stt Biến Stt Biến
phụ thuộc Chi2 Prob>Chi2 H0
Mơ hình đƣợc chọn
1 Y1 (ROE) 40,40 0.0000 ác bỏ FE
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
Kết quả kiểm định hausman cho thấy giá trị Prob>Chi2 =0.0000 < 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 để giải thích mối quan hệ giữa các biến độc lập và ROE. Phần tiếp theo sẽ kiểm định sự phù hợp trong việc lựa chọn FE.
4.5.1.2 Kiểm định tác động cố định của thời gian:
Giả thuyết Ho tác động của thời gian bằng 0. Giá trị Prob > F = 0,1229>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 mơ h nh.
Bảng 4.7 Kiểm định Testparm _Iyear*
Testparm _IYear*, ( 1) _IYear_2010 = 0 ( 2) _IYear_2012 = 0 ( 3) _IYear_2014 = 0 F( 3, 95) = 1,98 Prob > F = 0,1229
4.5.1.3. 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 = 0,3626>0,05 nên chấp nhận giả thuyết Ho nên 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 4.8. Kiểm định Pesaran's
. xtcsd, pesaran abs
Pesaran's test of cross sectional independence = 0,910; Pr = 0,3626 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0,376
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
4.5.1.4. 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 mơ hình hồi quy bị vi phạm kiểm định này.
Bảng 4.9. 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) = 1.694,74
Prob>chi2 = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
4.5.1.5 Kiểm định sự tự tƣơng quan của phần dƣ:
Giả thuyết Ho khơng có tự tương quan bậc 1. Kết quả kiểm định cho thấy Giá trị Prob>F=0,0000< 0,05, bác bỏ H0 nên xuất hiện hiện tượng tự tương quan bậc nhất của sai số. Như vậy mơ hình hồi quy bị vi phạm kiểm định này.
Bảng 4.10. Kiểm định Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 17) = 32,388 Prob > F = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
4.5.1.6. ách khắc phục các vi phạm của mơ hình
Như kết quả tr nh bày ở bảng 4.9 và 4.10 thì Y1 (ROE) của mô h nh 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 tr nh bày ở ảng 4.11. Bảng 4.11 khắc phục các vi phạm của Y1 Y1 Coef. Std. Err. z P>|z| X1 -0,687 0,463 -1,48 0,138 X2 -2,574*** 0,370 -6,96 0,000 X3 0,109** 0,051 2,19 0,029 X4 -0,334*** 0,0787 -4,24 0,000 X5 1,547 1,169 1,32 0,185 X6 4,304*** 0,405 10,63 0,000 X7 0,002* 0,001 1,67 0,095 X8 -0,524*** 0,182 -2,87 0,004 X9 -0,143* 0,086 -1,66 0,096 X10 0,209* 0,118 1,77 0,077 cons -6,246 14,718 -0,42 0,671
Estimated covariances = 18 R-square = 0,8353 Estimated autocorrelations = 18 Wald chi2(10)= 231,08 Estimated coefficients = 11 Prob > chi2 = 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn 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 mơ 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:
Y1 = -6,246 – 0,687*X1 – 2,574*X2 + 0,109*X3 -0,334*X4 + 1,547*X5 +4,304*X6 +0,002*X7 -0,524*X8 -0,143*X9 + 0,209*X10
4.5.2 Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là Y2 (ROA) 4.5.2.1 Kiểm định mức độ phù hợp giữa mơ hình FE và RE 4.5.2.1 Kiểm định mức độ phù hợp giữa mơ hình FE và RE
Kiểm định Hausman (Phụ lục 3) để quyết định chọn lựa giữa mơ h nh FE hay mơ 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 khơng thích hợp và tốt hơn ta nên sử dụng mơ h nh FE (Gujarati, 2004). Ngược lại, nếu giả thuyết Ho được chấp nhận th việc sử dụng mơ 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 mơ hình FE là mơ 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 Stt Biến
phụ thuộc Chi2 Prob>Chi2 H0
Mơ hình đƣợc chọn
1 Y2 (ROA) 27,03 0,0046 ác bỏ FE
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
Vì giá trị Prob>Chi2=0,0046<0,05 nên nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H0.