HƢƠ G 4 : KẾT QUẢ GHIÊ ỨU
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
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 mô 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 mô 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 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 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. Điều này có thể kết luận là sử dụng mơ 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 tốn 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 mơ 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 tốn từ phần mềm Stata
4.5.2.5 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 =0,0083<0,05 nên 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 4.16. 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 tốn từ phần mềm Stata
4.5.2.6. Cách khắc phục các vi phạm của mơ 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 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:
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 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 mơ 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 cịn lại được giữ khơng 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 khơng 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 khơng, 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 khơng 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 khơng 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