Kết Quả Hồi Quy Các Nhân Tố Tác Động Đến Nợ Xấu Trong Đồng Thời Cả 3

Nơi sống

-	-	-	-	-0.0666
(P-value)	-	-	-	-	(0.895)
Tỷ lệ làm việc	-	-	-	-	1.4135
(P-value)	-	-	-	-	(0.162)
Khoản vay	-	-	-	-	-0.0361*
(P-value)	-	-	-	-	(0.081)
Kỳ hạn vay	-	-	-	-	-0.0026
(P-value)	-	-	-	-	(0.863)
Hằng số	0.8907	1.0112	2.7102	4.2016	4.3554

Có thể bạn quan tâm!

Kiểm Định Sự Khác Biệt Về Đặc Điểm Nợ Xấu Giữa Nhóm Người Trung Lập Với Nhóm Tìm Kiếm Rủi Ro Và Nhóm E Ngại Rủi Ro.
Kiểm Định Sự Khác Biệt Về Quyết Định Đưa Tiền Theo Vai Trò Người Tham Gia Trong Thí Nghiệm Sự Tin Tưởng.
Kết Quả Hồi Quy Các Nhân Tố Tác Động Đến Nợ Xấu Trong Thí Nghiệm Sự Tin Tưởng.
Đối Với Các Tổ Chức Tcvm Và Các Tctd Có Hoạt Động Tcvm:
Sở thích rủi ro, vốn xã hội và rủi ro cho vay tín dụng vi mô – Nghiên cứu thí nghiệm tại vùng đồng bằng sông Cửu Long - 19
Sở thích rủi ro, vốn xã hội và rủi ro cho vay tín dụng vi mô – Nghiên cứu thí nghiệm tại vùng đồng bằng sông Cửu Long - 20

Xem toàn bộ 221 trang tài liệu này.

Ghi chú: Giả thuyết H0: (tương ứng tác động của biến Xi không có ý nghĩa thống kê); giả thuyết đối H1: (tương ứng biến Xi tác động có ý nghĩa thống kê). Ký hiệu *,**,*** lần lượt biểu thị cho mức ý nghĩa thống kê là 10%, 5% và 1%.

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu khảo sát).

 Cả 2 biến Thí nghiệm 2 và biến Thí nghiệm 3 đều có tác động âm có ý nghĩa thống kê với nợ xấu trong cả 5 cột hồi quy. Điều này cho thấy khi xem xét đồng thời tác động của thí nghiệm đóng góp cho cộng đồng và thí nghiệm sự tin tưởng đến biến nợ xấu, kết quả hồi quy có độ tin cậy cao khi có mức ý nghĩa thống kê khá cao trong cả 5 cột hồi quy.

 Ở cột thứ (2), (3), (4), khi tác giả đưa thêm biến Tuổi, biến Giới tính (ở cột (2)); biến Tuổi2 (ở cột (3)); biến Học vấn (ở cột (4)) vào hồi quy, kết quả cho thấy cho thấy sự tác động của 3 biến số này có sự thay đổi không nhiều và đều không có ý nghĩa thống kê. Có nghĩa là tuổi tác, giới tính và trình độ học vấn đều không có tác động đến khả năng mắc nợ xấu của người tham gia khi xem xét đồng thời tác động của thí nghiệm đóng góp cho cộng đồng và thí nghiệm sự tin

tưởng đến nợ xấu.

 Ở cột thứ (5), tác giả đưa thêm các biến kiểm soát về khu vực sinh sống (Nơi sống), tỷ lệ việc làm (tỷ lệ có việc làm trong hộ gia đình), Khoản vay (Quy mô khoản vay) và kỳ hạn vay vào hồi quy xem xét tác động. Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có quy mô khoản nợ có tác động âm có ý nghĩa thống kê đến khả năng mắc nợ xấu của người tham gia thí nghiệm. Điều này cho thấy khi xem xét tác động đồng thời của cả thí nghiệm đóng góp cho cộng đồng và thí nghiệm sự tin

tưởng, khi khoản vay có giá trị càng lớn thì khả năng người tham gia bị nợ xấu càng giảm. Như vậy, chưa thể kết luận chính xác sự khác biệt về nợ xấu giữa những người sinh sống ở thành thị và khu vực nông thôn; không có sự khác biệt về nợ xấu giữa tỷ lệ số người tham gia lao động của các hộ gia đình; không có sự khác biệt về nợ xấu theo kỳ hạn vay nợ.

4.3.7. Kết quả hồi quy các nhân tố tác động đến nợ xấu trong đồng thời cả 3 thí nghiệm.

Trong phần này, tác giả sẽ xem xét tác động đồng thời của cả 3 thí nghiệm và các nhân tố tác động khác đến biến nợ xấu của người tham gia. Kết quả hồi quy như trong bảng 4.19.

Với mức ý nghĩa thống kê cho phép là 10%, kết quả hồi quy cho thấy:

 Cả 3 biến thể hiện kết quả của cả 3 thí nghiệm (Biến Thí nghiệm 1, biến Thí nghiệm 2, biến Thí nghiệm 3) đều có tác động âm có ý nghĩa thống kê với nợ xấu trong cả 5 cột hồi quy. Điều này cho thấy khi xem xét đồng thời tác động của các thí nghiệm đến biến nợ xấu, kết quả hồi quy phản ánh tác động của các thí nghiệm khá giống với các hồi quy riêng lẻ (tác động của từng thí nghiệm tới biến Nợ xấu). Kết quả hồi quy có độ tin cậy cao khi có mức ý nghĩa thống kê khá cao trong cả 5 cột hồi quy.

Bảng 4.19: Kết quả hồi quy các nhân tố tác động đến nợ xấu trong cả 3 thí nghiệm.

Biến phụ thuộc: Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn

Variable	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (1)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (2)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (3)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (4)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (5)
Thí nghiệm 1	-0.2817*	-0.3017*	-0.3076*	-0.3079*	-0.3368**
(P-value)	(0.067)	(0.059)	(0.058)	(0.064)	(0.037)
Thí nghiệm 2	-2.2363***	-2.2063***	-2.1724***	-2.1214***	-2.1042***
(P-value)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
Thí nghiệm 3	-1.9300*	-1.8424*	-1.8730*	-1.8568*	-1.9824*
(P-value)	(0.055)	(0.073)	(0.067)	(0.061)	(0.051)
Tuổi	-	-0.0075	-0.0925	-0.1233	-0.1273
(P-value)	-	(0.679)	(0.268)	(0.156)	(0.181)

Tuổi2

-	-	0.0009	0.0011	0.0010
(P-value)	-	-	(0.304)	(0.211)	(0.254)
Giới tính	-	-0.3592	-0.3424	-0.3026	-0.0491
(P-value)	-	(0.450)	(0.473)	(0.531)	(0.922)
Học vấn	-	-	-	-0.2225	-0.3297
(P-value)	-	-	-	(0.215)	(0.123)
Nơi sống	-	-	-	-	-0.1880
(P-value)	-	-	-	-	(0.719)
Tỷ lệ làm việc	-	-	-	-	1.4911*
(P-value)	-	-	-	-	(0.076)
Khoản vay	-	-	-	-	-0.0407***
(P-value)	-	-	-	-	(0.009)
Kỳ hạn vay	-	-	-	-	-0.0051
(P-value)	-	-	-	-	(0.796)
Hằng số	1.8143	2.3121	4.2294	5.6616	6.1695

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu khảo sát).

 Ở cột thứ (2), (3), (4), khi tác giả đưa thêm biến Tuổi, biến Giới tính (ở cột (2)); biến Tuổi2 (ở cột (3)); biến Học vấn (ở cột (4)) vào hồi quy, kết quả cho thấy sự tác động của 3 biến số đến kết quả thí nghiệm ít có sự thay đổi nhưng các biến số đưa thêm vào đều không có ý nghĩa thống kê. Có nghĩa là tuổi tác, giới tính và trình độ học vấn đều không có tác động đến khả năng mắc nợ xấu của người tham gia khi xem xét đồng thời tác động của cả 3 thí nghiệm đến nợ xấu.

 Ở cột thứ (5), tác giả đưa thêm các biến kiểm soát về khu vực sinh sống (nơi sống), tỷ lệ việc làm (tỷ lệ có việc làm trong hộ gia đình), giá trị khoản vay (quy mô khoản vay) và kỳ hạn vay vào hồi quy để xem xét tác động. Kết quả hồi quy cho thấy biến số tỷ lệ làm việc có tác động dương có ý nghĩa thống kê đến nợ xấu, trong khi biến quy mô khoản vay cũng có tác động âm có ý nghĩa thống kê với nợ xấu. Điều này cho thấy trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ lao động có việc làm của hộ gia đình tăng lên thì khả năng người đó sẽ bị nợ xấu tăng lên. Ngoài ra, khi quy mô khoản vay của người tham gia càng cao thì khả năng người đó rơi vào trường hợp nợ xấu sẽ càng thấp. Như vậy, khi có sự

xuất hiện của các yếu tố thể hiện đặc điểm hộ gia đình và đặc điểm khoản vay nợ (nhất là sự xuất hiện của quy mô khoản vay), tỷ lệ người tham gia lao động và quy mô khoản vay sẽ là yếu tố tác động có ý nghĩa thống kê đến khả năng mắc nợ xấu của người tham gia khi xem xét đồng thời cả 3 thí nghiệm. Ngoài ra, chưa thể kết luận chính xác sự khác biệt về nợ xấu giữa những người sinh sống ở thành thị và khu vực nông thôn; không có sự khác biệt về nợ xấu theo kỳ hạn vay nợ.

4.4. Kiểm định tính vững: Sử dụng mô hình Probit hồi quy tác động của các thí nghiệm đến biến nợ xấu của người tham gia.

Trong phần này, tác giả sẽ hồi quy lần lượt tác động của các thí nghiệm và của đồng thời 3 thí nghiệm đến biến nợ xấu bằng phương pháp hồi quy Probit. Hồi quy này nhằm kiểm định tính vững của mô hình hồi quy, tức là kiểm tra với phương pháp hồi quy khác, các kết quả từ mô hình Logit ở trên còn chính xác hay không. Các kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.20 và bảng 4.21.

Bảng 4.20: Kết quả hồi quy các nhân tố tác động đến nợ xấu trong các thí nghiệm bằng mô hình Probit.

Biến phụ thuộc: Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn

Biến	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (1)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (2)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (3)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (4)
Thí nghiệm 1	-0.175**	-	-	-0.150*
(P-value)	(0.013)	-	-	(0.067)
Thí nghiệm 2	-	-1.337***	-	-1.286***
(P-value)	-	(0.000)	-	(0.000)
Thí nghiệm 3	-	-	-1.296***	-0.975*
(P-value)	-	-	(0.010)	(0.061)
Hằng số	-0.293	-0.078	-0.405	0.957

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu khảo sát).

Từ các kết quả hồi quy, có thể thấy rằng tất cả các biến số kết quả thí nghiệm đều có tác động âm và có ý nghĩa thống kê đến nợ xấu (kể cả hồi quy tác động riêng của từng thí nghiệm cũng như hồi quy kết hợp các thí nghiệm). Mặc dù các biến nhân khẩu có một số sai lệch so với phần kết quả Logit nhưng phần sai lệch này cũng không đáng kể. Như vậy, tác giả nhận thấy kết quả hồi quy Logit ở trên đối với các thí nghiệm đã thực hiện có độ tin cậy và tính vững khá tốt.

Bảng 4.21: Kết quả hồi quy các nhân tố tác động đến nợ xấu trong các thí nghiệm với các biến nhân khẩu học bằng mô hình Probit.

Biến phụ thuộc: Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn

Biến	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (1)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (2)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (3)	Nợ xấu/ Nợ đủ chuẩn (4)
Thí nghiệm 1	-0.203***	-	-	-0.184**
(P-value)	(0.006)	-	-	(0.027)
Thí nghiệm 2	-	-1.261***	-	-1.198***
(P-value)	-	(0.000)	-	(0.000)
Thí nghiệm 3	-	-	-1.349***	-1.069**
(P-value)	-	-	(0.008)	(0.044)
Tuổi	-0.010	-0.066	-0.108**	-0.0.083
(P-value)	(0.054)	(0.253)	(0.050)	(0.129)
Tuổi2	0.001	0.001	0.001*	0.001
(P-value)	(0.083)	(0.268)	(0.079)	(0.199)
Giới tính	-0.158	-0.146	0.056	-0.303
(P-value)	(0.515)	(0.572)	(0.0.827)	(0.997)
Học vấn	-0.232	-0.149	-0.223**	-0.188
(P-value)	(0.037)	(0.190)	(0.050)	(0.107)
Nơi sống	-0.153	-0.144	-0.046	-0.138
(P-value)	(0.520)	(0.589)	(0.844)	(0.614)
Tỷ lệ làm việc	0.559	0.702	0.501	0.840*
(P-value)	(0.235)	(0.124)	(0.260)	(0.079)
Khoản vay	-0.023	-0.019**	-0.023***	-0.024***
(P-value)	(0.004)	(0.021)	(0.003)	(0.006)
Kỳ hạn vay	-0.005	0.000	-0.001	-0.002
(P-value)	(0.560)	(0.976)	(0.856)	(0.858)
Hằng số	3.241	2.023	3.117	3.738

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu khảo sát).

4.5. Tóm tắt chương 4.

Trong chương 4, thông qua các kết quả thống kê mô tả, kết quả hồi quy, tác giả đã phân tích các kết quả, kiểm định các kết quả để đưa ra các kết luận về vấn đề nghiên cứu. Tác giả cũng xem xét các thí nghiệm đồng thời ở cả 3 trò chơi để đánh giá những tác động qua lại của các giả thuyết và các nhân tố trong thí nghiệm của đề tài. Từ những kết quả phân tích, đánh giá các nhân tố tác động, có thể thấy được những rủi ro từ phía người vay vốn TDVM ở nhiều góc độ và các yếu tố có ảnh hưởng đến nợ xấu trong hoạt động TCVM. Điều này giúp cho các nhà quản lý, những người trực tiếp thẩm định, làm việc với khách hàng sẽ có cơ sở để phòng tránh nhằm giảm thiểu rủi ro trong hoạt động cho vay TCVM.



CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH

5.1. Tóm tắt và thảo luận kết quả.

Khi nghiên cứu lần lượt hành vi của người tham gia trong từng thí nghiệm, các kết quả nghiên cứu cho thấy các giả thuyết nghiên cứu đã đưa ra đều được ủng hộ. Nói cách khác, khi nghiên cứu độc lập các thí nghiệm, các kết quả nghiên cứu đúng như kỳ vọng của tác giả.

Đối với cho vay TDVM trong các tổ chức TCVM chính thức, do quy mô món vay nhỏ, lẻ (trung bình 23,58 triệu đồng) và dành cho người nghèo và người có hoàn cảnh khó khăn ở các vùng nông thôn, vùng khó khăn và đa số là các món vay tín chấp (62,5%) do vậy có thể thấy được chất lượng tín dụng là rất tốt; tỷ lệ người có nợ xấu là khá thấp chỉ 18,2% trong mẫu khảo sát.

Đối với nhóm người e ngại rủi ro:

Trong kết quả thống kê mô tả, nhóm người e ngại rủi ro hoàn toàn (lựa chọn 1 trong thí nghiệm sở thích rủi ro) chiếm tỷ lệ thấp nhất chỉ 6,3% và khu vực thành thị cao hơn nông thôn (10,8%/3,6%). Thông thường thì đối tượng này có vẻ là an toàn khi cho vay tức là không có nợ xấu giống quan điểm của Zeballos và cộng sự

(2014). Tuy nhiên, theo Stiglizt và Weiss (1981) thì trái lại, có nghĩa là những người mạo hiểm, thích rủi ro thì ít có nợ xấu, người vay không trả được nợ là do họ không dám chấp nhận rủi ro. Và theo kết quả hồi quy (bảng 4.7), thì tỷ lệ người có nợ xấu của nhóm e ngại rủi ro hoàn toàn là cao hơn so với nhóm người tìm kiếm rủi ro (nhóm có lựa chọn 6-tỷ lệ là 35,4%/8,2%).

Đối với nhóm người trung lập với rủi ro:

Có sự khác biệt đáng kể về nợ xấu giữa những người trung lập rủi ro (lựa chọn

5) và những người ít e ngại với rủi ro; giữa những người trung lập rủi ro với những người tìm kiếm rủi ro. Không có sự khác biệt về nợ xấu giữa những người trung lập rủi ro và những người rất e ngại rủi ro hoặc e ngại rủi ro hoàn toàn. Điều này cho thấy nợ xấu giữa những người trung lập với rủi ro thường sẽ không khác biệt với những người rất e ngại rủi ro. Nợ xấu của những người trung lập với rủi ro sẽ khác biệt với nợ xấu khi mức độ tìm kiếm rủi ro của người tham gia thí nghiệm gia tăng. Đối với khu vực nông thôn, số người e ngại rủi ro hoàn toàn và trung lập với rủi ro khá cao (37,8%), điều này cho thấy rủi ro trong cho vay TCVM ở khu vực nông thôn tương đối an toàn hơn so với khu vực thành thị.

Đối với nhóm người tìm kiếm rủi ro:

Với nhóm người tìm kiếm rủi ro (nhóm lựa chọn 6) chiếm tỷ lệ 27,8% và nhóm e ngại rủi ro (nhóm lựa chọn 1-4) là 65,9%, thống kê cho thấy có sự khác biệt đáng kể về tỷ lệ nợ xấu giữa những người tìm kiếm rủi ro và những người e ngại rủi ro hoàn toàn; giữa những người tìm kiếm rủi ro và những người rất e ngại rủi ro; giữa những người tìm kiếm rủi ro và những người khá e ngại rủi ro. Không có sự khác biệt về tỷ lệ nợ xấu giữa những người e ngại rủi ro và những người ít e ngại rủi ro. Điều này cho thấy nợ xấu sẽ giống nhau giữa những người tìm kiếm rủi ro với những người có xu hướng e ngại rủi ro càng nhiều. Đối với khu vực thành thị, tỷ lệ người tìm kiếm rủi ro cao hơn so với khu vực nông thôn (32,3%/25,2%). Điều này

Xem tất cả 221 trang.

Ngày đăng: 03/04/2024