Hiệu quả hoạt động của các tổ chức tài chính vi mô tại Việt Nam

198 31 0
Hiệu quả hoạt động của các tổ chức tài chính vi mô tại Việt Nam

Đang tải... (xem toàn văn)

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

Thông tin tài liệu

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1. Đặt vấn đề nghiên cứu Nghèo đói vẫn là thực tế ở hầu hết các nước đang phát triển. Nền kinh tế kém đa dạng, bất bình đẳng về tài sản và phân phối thu nhập, quản lý kém là nguyên nhân gốc rễ của nghèo đói (Andy, 2004, dẫn từ Abdulai và Tewari, 2017). Tiếp cận tài chính có thể mở rộng cơ hội cho tất cả mọi người và sự ổn định trong hệ thống tài chính có thể thúc đẩy việc tiết kiệm và đầu tư hiệu quả, điều này rất quan trọng cho nền kinh tế thị trường đang phát triển mạnh (World Bank, 2015, dẫn từ Abdulai và Tewari, 2017). Tiếp cận tài chính là điều quan trọng đối với người nghèo bởi vì nó giúp họ dễ dàng sử dụng các dịch vụ tài chính để cải thiện cuộc sống. Điều này có nghĩa là các dịch vụ tài chính thậm chí với số lượng nhỏ và dưới nhiều hình thức khác nhau có thể tạo ra những thay đổi tích cực trong điều kiện kinh tế của người nghèo. Tuy nhiên, việc tài trợ cho người nghèo vẫn là mối quan tâm lớn trên toàn cầu do những thất bại liên quan đến thị trường tín dụng chính thức (Hulme và Mosley, 1996), rủi ro cao trong việc trả nợ và thiếu tài sản thế chấp đã tiếp tục là rào cản người nghèo tiếp cận các dịch vụ tài chính (Hermes và Lensink, 2007). Vì thế, tài chính vi mô đã đóng vai trò hết sức quan trọng đối với việc phát triển kinh tế - xã hội, đặc biệt là công cuộc giảm nghèo đói tại các quốc gia đang phát triển. Các nghiên cứu của Legerwood (1998), Morduch và Haley (2002), Nguyễn Kim Anh và cộng sự (2011) đã cho thấy vai trò của tài chính vi mô đối với giảm nghèo. Tầm quan trọng của tài chính vi mô đối với phát triển kinh tế - xã hội cũng đã được khẳng định trong thực tế thông qua việc Liên hiệp quốc chọn năm 2005 là Năm quốc tế về tài chính vi mô. Tại Việt Nam, khoảng 72% dân số đang sống trong khu vực nông thôn, nơi mà nông nghiệp là ngành kinh tế chủ chốt với sự tham gia của 54% lực lượng lao động cả nước. Một trong những trở ngại lớn trong việc đạt được các mục tiêu giảm nghèo tại Việt Nam là thiếu các dịch vụ tài chính phù hợp và đáp ứng nhu cầu (Nguyễn Kim Anh và cộng sự, 2011). Sự phát triển mạnh mẽ của tài chính vi mô ở Việt Nam trong gần 3 thập kỷ qua về phạm vi tiếp cận và các dịch vụ cung ứng, đặc biệt là các dịch vụ về tín dụng và tiết kiệm, đã khẳng định được tầm quan trọng trong việc hỗ trợ những người có thu nhập thấp, người nghèo được tiếp cận với dịch vụ tài chính – ngân hàng. Đặc biệt hơn, sự phát triển mạnh mẽ của tài chính vi mô ở Việt Nam giúp cho người nghèo có được nguồn vốn vay để phát triển sản xuất, kinh doanh, góp phần không nhỏ trong công cuộc giảm nghèo (Nguyễn Kim Anh và Lê Thanh Tâm, 2013). Nhà nước và Chính phủ đã có những động thái hết sức tích cực đối với sự phát triển tài chính vi mô ở Việt Nam. Luật tổ chức tín dụng được Quốc hội thông qua năm 2010 là một cột mốc lịch sử khi coi định chế tài chính vi mô (MFI) là một tổ chức tín dụng (TCTD), với các quy định được luật hóa. Trải qua ba thập kỷ hình thành và phát triển, tài chính vi mô tại Việt Nam đã có những đóng góp thành công đối với sự phát triển kinh tế - xã hội, nâng cao đời sống cho người dân ở nông thôn. Tuy nhiên, Quách Mạnh Hào (2005) cho rằng ngoài những thành công lớn trong việc tiếp cận đối với người nghèo, các MFI Việt Nam vẫn hoạt động chưa thật sự hiệu quả và bền vững. Nguyễn Kim Anh và Lê Thanh Tâm (2013) cũng cho thấy phần lớn các MFI ở Việt Nam đã đạt được chỉ tiêu tự bền vững về hoạt động nhưng kết quả chưa cao và chưa đồng đều. Đồng tình với quan điểm trên, Schäfer & Fukasawa (2011) chỉ ra rằng việc gia tăng số người vay có ảnh hưởng tích cực đến sự bền vững về hoạt động của các MFI, trong khi đó, tỷ lệ xóa nợ trên tổng dư nợ lại có ảnh hưởng tiêu cực. Dissanayake (2014) lại cho rằng chi phí hoạt động có ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lợi của các MFI, trong khi, chi phí trên mỗi người vay lại có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi. Như vậy, có thể thấy việc phát triển hiệu quả và bền vững của các MFI là một trong những chủ đề nóng được các nhà nghiên cứu cũng như các nhà quản lý quan tâm. Trong đó, việc xác định những yếu tố nào khiến cho các MFI tại Việt Nam hoạt động chưa hiệu quả và bền vững là vấn đề cấp thiết. Thực tế cho thấy đã có nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các MFI (Abdulai & Tewari, 2017; Lopatta và cộng sự, 2017; Ngo, 2015; Đào Lan Phương và Lê Thanh Tâm, 2017; Schäfer và Fukasawa, 2011; Dissanayake, 2014). Tuy nhiên, trong các nghiên cứu này, hiệu quả hoạt động của các MFI chỉ được xem xét trên khía cạnh khả năng sinh lời thông qua tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) (Dissanayake, 2014; Abdulai và Tewari, 2017) hoặc khía cạnh tự bền vững về hoạt động (Schäfer và Fukasawa, 2011; Dissanayake, 2014; Ngo, 2015; Đào Lan Phương và Lê Thanh Tâm, 2017; Abdulai và Tewari, 2017). Trong khi đó, hiệu quả hoạt động của một tổ chức còn được thể hiện thông qua khả năng sử dụng các nguồn lực đầu vào để tạo ra các đầu ra (Berger và Mester, 1997). Bên cạnh đó, theo số liệu báo cáo của Chương trình Phát triển Liên Hợp quốc (UNDP) đưa ra tại buổi công bố Cập nhật số liệu thống kê của Việt Nam năm 2010 về các chỉ số phát triển con người và số liệu thống kê nghèo đa chiều toàn cầu cho thấy chỉ số nghèo đa chiều của Việt Nam năm 2010 là 0,0197 và đứng thứ 31 trong tổng số 105 nước (UNDP, 2010). Tỷ lệ nghèo đa chiều của Việt Nam là 5%, cao hơn hầu hết các nước trong khu vực Đông Á và Thái Bình Dương, chỉ sau Thái Lan và Trung Quốc. Mặc dù Việt Nam đã có nhiều tiến bộ trong giảm nghèo đa chiều ở cấp quốc gia song vẫn còn chênh lệch lớn giữa các vùng miền và các nhóm dân cư được chia theo giới. Trong đó, những người nghèo thường là những người phải gánh chịu những bất ổn do thảm họa, thiên tai và chính con người gây ra, trong đó phụ nữ và trẻ em vẫn luôn là đối tượng chịu tác động nặng nề, thiệt thòi hơn. Phụ nữ cũng thường gặp khó khăn trong tiếp cận tín dụng trên thị trường do giới hạn về thu nhập và tài sản thế chấp. Việc thiếu tiếp cận đối với các dịch vụ tài chính cơ bản có xu hướng lấy đi của họ những phương tiện để cải thiện thu nhập, đảm bảo cho sự tồn tại và đương đầu với những trường hợp khẩn cấp. Những phụ nữ nghèo cần dịch vụ tài chính cùng với việc cung cấp các dịch vụ xã hội cơ bản để đóng một vai trò tích cực trong nền kinh tế thông qua thu nhập, thỏa thuận quyền hạn và xây dựng nâng cao vị thế xã hội trong các cộng đồng của mình. Hầu hết các MFI xem việc thực hiện cho vay đối với phụ nữ là ưu tiên hàng đầu của mình. Tài chính vi mô nâng cao vị thế cho phụ nữ bằng cách cung cấp các khoản vay, trao các cơ hội kiếm được thu nhập độc lập và đóng góp về mặt tài chính vào gia đình và cộng đồng (Cheston và Kuhn, 2002; Sujatha, 2015). Tại Việt Nam, các MFI cung ứng dịch vụ tài chính ưu tiên cho phụ nữ có thu nhập thấp, đặc biệt ưu tiên phụ nữ nghèo. Các sản phẩm của MFI được thiết kế ban đầu dựa trên phương thức được điều chỉnh phù hợp với đối tượng khách hàng là phụ nữ nghèo và thu nhập thấp như: không cần tài sản thế chấp; hoàn trả dần theo tuần, tháng; thủ tục vay, trả đơn giản và duy trì kỷ luật tín dụng. Hầu hết khách hàng nữ giới của MFI vay vốn để phát triển kinh tế, dành cho các hoạt động kinh doanh như nông nghiệp, chăn nuôi, ngư nghiệp, lâm nghiệp và buôn bán nhỏ. Một phần để đáp ứng nhu cầu tiêu dùng, sửa chữa nhà cửa với các loại sản phẩm vốn vay ngắn hạn, trung hạn, phù hợp với nhu cầu đa dạng của khách hàng. Tác động của việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu quả hoạt động của các MFI thể hiện rõ nét nhất thông qua ảnh hưởng đến thu nhập và rủi ro tín dụng. Từ đó, trao quyền cho phụ nữ sẽ ảnh hưởng gián tiếp đến khả năng sinh lợi, hiệu quả hoạt động của các MFI (D’Espallier và cộng sự, 2013; Abdulai & Tewari, 2017; Lopatta và cộng sự, 2017). Tuy nhiên, việc cho vay đối với các khách hàng là phụ nữ có thực sự đem lại hiệu quả và bền vững cho các MFI đang là một vấn đề cần được quan tâm nghiên cứu. Phần lớn các nghiên cứu liên quan mới chỉ làm rõ về mặt lý thuyết tác động của trao quyền cho phụ nữ đến hiệu quả hoạt động của các MFI. Một số ít nghiên cứu thực nghiệm xem xét trao quyền cho phụ nữ như một biến số trong mô hình các nhân tố tác động đến khả năng sinh lợi của các MFI mà chưa quan tâm nghiên cứu một cách toàn diện về tác động của biến số này đến các khía cạnh khác nhau của hiệu quả hoạt động. Xuất phát từ những lý do trên, trong nghiên cứu này tác giả thực hiện phân tích hiệu quả hoạt động của các MFI và xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các MFI. Để khắc phục hạn chế của các nghiên cứu trước đây, ngoài việc đánh giá hiệu quả hoạt động thông qua các khía cạnh khả năng sinh lời và khả năng tự bền vững về hoạt động, tác giả còn sử dụng thêm phân tích bao dữ liệu (DEA) để đánh giá hiệu quả sử dụng các nguồn lực đầu vào để tạo đầu ra của các MFI. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng tiến hành lấp đầy khoảng trống về tác động của việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu quả hoạt động của các MFI.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN NGỌC TÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SỸ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH, THÁNG NĂM 2020 vi MỤC LỤC TRANG BÌA NGỒI TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN TÓM TẮT LUẬN ÁN DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Những kết đóng góp luận án 1.7 Kết cấu luận án CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 10 Giới thiệu chương 10 2.1 Các khái niệm liên quan 10 2.1.1 Khái niệm tài vi mơ 10 2.1.2 Tổ chức tài vi mơ 11 2.1.3 Vai trị tài vi mơ 13 2.2 Cơ sở lý thuyết hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 14 2.2.1 Khái niệm hiệu hoạt động 14 2.2.2 Đo lường hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô 16 2.2.2.1 Các số tài 16 2.2.2.2 Phương pháp phân tích bao liệu 19 2.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô 23 vii 2.4 Cơ sở lý thuyết trao quyền cho phụ nữ tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 28 2.4.1 Lý thuyết trao quyền cho phụ nữ tổ chức tài vi mơ 28 2.4.2 Cở sở phân tích trao quyền cho phụ nữ tổ chức tài vi mơ 31 2.4.3 Cơ sở lý thuyết tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 32 2.5 Lược khảo nghiên cứu liên quan 36 2.5.1 Các nghiên cứu đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ36 2.5.2 Các nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô 38 2.5.3 Các nghiên cứu tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô 40 Tóm tắt chương 49 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 50 Giới thiệu chương 50 3.1 Thiết kế nghiên cứu 50 3.2 Phương pháp nghiên cứu 51 3.2.1 Phương pháp đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 52 3.2.2 Phương pháp đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 55 3.2.3 Phương pháp đánh giá tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 56 3.3 Phương pháp ước lượng 62 3.4 Thu thập xử lý liệu 64 Tóm tắt chương 65 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 67 Giới thiệu chương 67 4.1 Thực trạng hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam: 67 4.2 Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu tương quan biến: 72 viii 4.3 Kết đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 76 4.3.1 Đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam qua số tài 76 4.3.2 Đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam qua phân tích bao liệu 79 4.4 Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô Việt Nam 83 4.5 Kết ước lượng mơ hình tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 102 Tóm tắt chương 117 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 118 5.1 Kết luận 118 5.2 Hàm ý sách 121 5.2.1 Nâng cao hiệu hoạt động tổng thể MFI Việt Nam 121 5.2.2 Cải thiện nhân tố thúc đẩy hiệu hoạt động MFI Việt Nam 122 5.2.3 Tạo điều kiện để phụ nữ dễ dàng tiếp cận tài 126 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 127 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC 1: DANH SÁCH CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MÔ VIỆT NAM PHỤ LỤC 2: THỐNG KÊ MÔ TẢ MẪU PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MÔ VIỆT NAM PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VIỆT NAM PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TRAO QUYỀN CHO PHỤ NỮ ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VIỆT NAM ix DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Các đơn vị cung cấp dịch vụ tài vi mơ 12 Hình 2.1 Trao quyền cho phụ nữ thơng qua tài vi mơ 30 Bảng 2.2 Tóm tắt nghiên cứu liên quan 43 Bảng 3.1 Mô tả biến đầu vào đầu MFI phân tích DEA 54 Bảng 3.2 Mô tả biến sử dụng mơ hình 59 Biểu đồ 4.1: Số lượng khách hàng MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 69 Biểu đồ 4.2: Tổng dư nợ cho vay khách hàng MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 .70 Biểu đồ 4.3: Số lượng nhân viên MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 .71 Biểu đồ 4.4: Chi phí hoạt động MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 72 Bảng 4.1 Kết thống kê mơ tả biến mơ hình 72 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan 74 Bảng 4.3 Kiểm tra đa cộng tuyến biến độc lập 75 Biểu đồ 4.5: Lợi nhuận rịng tổng tài sản bình quân MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 76 Biểu đồ 4.6: Lợi nhuận rịng vốn chủ sở hữu bình qn MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 77 Biểu đồ 4.7: Tỷ số tự bền vững hoạt động bình quân MFI Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 78 Bảng 4.4 Kết phân tích DEA MFI 79 Bảng 4.5 Mức hiệu số liệu thống kê tóm tắt hiệu kỹ thuật không đổi theo quy mô, hiệu kỹ thuật thay đổi theo quy mô hiệu quy mô MFI .81 Biểu đồ 4.8: Hiệu quy mô MFI thức Việt Nam giai đoạn 2013 – 2017 .82 Bảng 4.6 Mức độ sử dụng đầu vào MFI 83 Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến ROA .84 Bảng 4.8 Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến ROE .87 Bảng 4.9 Kết ước lượng mô hình nhân tố ảnh hưởng đến OSS 90 x Bảng 4.10 Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến TE 94 Bảng 4.11 Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến SE .98 Bảng 4.12 Tổng hợp kết đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI 101 Bảng 4.13 Kết ước lượng mơ hình với biến phụ thuộc ROA 102 Bảng 4.14 Kết ước lượng mơ hình với biến phụ thuộc ROE 105 Bảng 4.15 Kết ước lượng mơ hình với biến phụ thuộc OSS .108 Bảng 4.16 Kết ước lượng mơ hình với biến phụ thuộc TE 110 Bảng 4.17 Kết ước lượng mô hình với biến phụ thuộc SE 113 Bảng 4.18 Tổng hợp kết tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam 116 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu Nghèo đói thực tế hầu phát triển Nền kinh tế đa dạng, bất bình đẳng tài sản phân phối thu nhập, quản lý nguyên nhân gốc rễ nghèo đói (Andy, 2004, dẫn từ Abdulai Tewari, 2017) Tiếp cận tài mở rộng hội cho tất người ổn định hệ thống tài thúc đẩy việc tiết kiệm đầu tư hiệu quả, điều quan trọng cho kinh tế thị trường phát triển mạnh (World Bank, 2015, dẫn từ Abdulai Tewari, 2017) Tiếp cận tài điều quan trọng người nghèo giúp họ dễ dàng sử dụng dịch vụ tài để cải thiện sống Điều có nghĩa dịch vụ tài chí với số lượng nhỏ nhiều hình thức khác tạo thay đổi tích cực điều kiện kinh tế người nghèo Tuy nhiên, việc tài trợ cho người nghèo mối quan tâm lớn toàn cầu thất bại liên quan đến thị trường tín dụng thức (Hulme Mosley, 1996), rủi ro cao việc trả nợ thiếu tài sản chấp tiếp tục rào cản người nghèo tiếp cận dịch vụ tài (Hermes Lensink, 2007) Vì thế, tài vi mơ đóng vai trị quan trọng việc phát triển kinh tế - xã hội, đặc biệt cơng giảm nghèo đói quốc gia phát triển Các nghiên cứu Legerwood (1998), Morduch Haley (2002), Nguyễn Kim Anh cộng (2011) cho thấy vai trò tài vi mơ giảm nghèo Tầm quan trọng tài vi mơ phát triển kinh tế - xã hội khẳng định thực tế thông qua việc Liên hiệp quốc chọn năm 2005 Năm quốc tế tài vi mô Tại Việt Nam, khoảng 72% dân số sống khu vực nông thôn, nơi mà nông nghiệp ngành kinh tế chủ chốt với tham gia 54% lực lượng lao động nước Một trở ngại lớn việc đạt mục tiêu giảm nghèo Việt Nam thiếu dịch vụ tài phù hợp đáp ứng nhu cầu (Nguyễn Kim Anh cộng sự, 2011) Sự phát triển mạnh mẽ tài vi mơ Việt Nam gần thập kỷ qua phạm vi tiếp cận dịch vụ cung ứng, đặc biệt dịch vụ tín dụng tiết kiệm, khẳng định tầm quan trọng việc hỗ trợ người có thu nhập thấp, người nghèo tiếp cận với dịch vụ tài – ngân hàng Đặc biệt hơn, phát triển mạnh mẽ tài vi mơ Việt Nam giúp cho người nghèo có nguồn vốn vay để phát triển sản xuất, kinh doanh, góp phần khơng nhỏ cơng giảm nghèo (Nguyễn Kim Anh Lê Thanh Tâm, 2013) Nhà nước Chính phủ có động thái tích cực phát triển tài vi mơ Việt Nam Luật tổ chức tín dụng Quốc hội thông qua năm 2010 cột mốc lịch sử coi định chế tài vi mơ (MFI) tổ chức tín dụng (TCTD), với quy định luật hóa Trải qua ba thập kỷ hình thành phát triển, tài vi mơ Việt Nam có đóng góp thành cơng phát triển kinh tế - xã hội, nâng cao đời sống cho người dân nông thôn Tuy nhiên, Quách Mạnh Hào (2005) cho thành công lớn việc tiếp cận người nghèo, MFI Việt Nam hoạt động chưa thật hiệu bền vững Nguyễn Kim Anh Lê Thanh Tâm (2013) cho thấy phần lớn MFI Việt Nam đạt tiêu tự bền vững hoạt động kết chưa cao chưa đồng Đồng tình với quan điểm trên, Schäfer & Fukasawa (2011) việc gia tăng số người vay có ảnh hưởng tích cực đến bền vững hoạt động MFI, đó, tỷ lệ xóa nợ tổng dư nợ lại có ảnh hưởng tiêu cực Dissanayake (2014) lại cho chi phí hoạt động có ảnh hưởng tiêu cực đến khả sinh lợi MFI, khi, chi phí người vay lại có ảnh hưởng tích cực đến khả sinh lợi Như vậy, thấy việc phát triển hiệu bền vững MFI chủ đề nóng nhà nghiên cứu nhà quản lý quan tâm Trong đó, việc xác định yếu tố khiến cho MFI Việt Nam hoạt động chưa hiệu bền vững vấn đề cấp thiết Thực tế cho thấy có nhiều nghiên cứu nước xem xét yếu tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI (Abdulai & Tewari, 2017; Lopatta cộng sự, 2017; Ngo, 2015; Đào Lan Phương Lê Thanh Tâm, 2017; Schäfer Fukasawa, 2011; Dissanayake, 2014) Tuy nhiên, nghiên cứu này, hiệu hoạt động MFI xem xét khía cạnh khả sinh lời thơng qua tỷ suất sinh lợi tài sản (ROA) tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) (Dissanayake, 2014; Abdulai Tewari, 2017) khía cạnh tự bền vững hoạt động (Schäfer Fukasawa, 2011; Dissanayake, 2014; Ngo, 2015; Đào Lan Phương Lê Thanh Tâm, 2017; Abdulai Tewari, 2017) Trong đó, hiệu hoạt động tổ chức thể thông qua khả sử dụng nguồn lực đầu vào để tạo đầu (Berger Mester, 1997) Bên cạnh đó, theo số liệu báo cáo Chương trình Phát triển Liên Hợp quốc (UNDP) đưa buổi công bố Cập nhật số liệu thống kê Việt Nam năm 2010 số phát triển người số liệu thống kê nghèo đa chiều toàn cầu cho thấy số nghèo đa chiều Việt Nam năm 2010 0,0197 đứng thứ 31 tổng số 105 nước (UNDP, 2010) Tỷ lệ nghèo đa chiều Việt Nam 5%, cao hầu khu vực Đông Á Thái Bình Dương, sau Thái Lan Trung Quốc Mặc dù Việt Nam có nhiều tiến giảm nghèo đa chiều cấp quốc gia song chênh lệch lớn vùng miền nhóm dân cư chia theo giới Trong đó, người nghèo thường người phải gánh chịu bất ổn thảm họa, thiên tai người gây ra, phụ nữ trẻ em đối tượng chịu tác động nặng nề, thiệt thịi Phụ nữ thường gặp khó khăn tiếp cận tín dụng thị trường giới hạn thu nhập tài sản chấp Việc thiếu tiếp cận dịch vụ tài có xu hướng lấy họ phương tiện để cải thiện thu nhập, đảm bảo cho tồn đương đầu với trường hợp khẩn cấp Những phụ nữ nghèo cần dịch vụ tài với việc cung cấp dịch vụ xã hội để đóng vai trị tích cực kinh tế thông qua thu nhập, thỏa thuận quyền hạn xây dựng nâng cao vị xã hội cộng đồng Hầu hết MFI xem việc thực cho vay phụ nữ ưu tiên hàng đầu Tài vi mô nâng cao vị cho phụ nữ cách cung cấp khoản vay, trao hội kiếm thu nhập độc lập đóng góp mặt tài vào gia đình cộng đồng (Cheston Kuhn, 2002; Sujatha, 2015) Tại Việt Nam, MFI cung ứng dịch vụ tài ưu tiên cho phụ nữ có thu nhập thấp, đặc biệt ưu tiên phụ nữ nghèo Các sản phẩm MFI thiết kế ban đầu dựa phương thức điều chỉnh phù hợp với đối tượng khách hàng phụ nữ nghèo thu nhập thấp như: không cần tài sản chấp; hoàn trả dần theo tuần, tháng; thủ tục vay, trả đơn giản trì kỷ luật tín dụng Hầu hết khách hàng nữ giới MFI vay vốn để phát triển kinh tế, dành cho hoạt động kinh doanh nông nghiệp, chăn nuôi, ngư nghiệp, lâm nghiệp buôn bán nhỏ Một phần để đáp ứng nhu cầu tiêu dùng, sửa chữa nhà cửa với loại sản phẩm vốn vay ngắn hạn, trung hạn, phù hợp với nhu cầu đa dạng khách hàng Tác động việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI thể rõ nét thông qua ảnh hưởng đến thu nhập rủi ro tín dụng Từ đó, trao quyền cho phụ nữ ảnh hưởng gián tiếp đến khả sinh lợi, hiệu hoạt động MFI (D’Espallier cộng sự, 2013; Abdulai & Tewari, 2017; Lopatta cộng sự, 2017) Tuy nhiên, việc cho vay khách hàng phụ nữ có thực đem lại hiệu bền vững cho MFI vấn đề cần quan tâm nghiên cứu Phần lớn nghiên cứu liên quan làm rõ mặt lý thuyết tác động trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI Một số nghiên cứu thực nghiệm xem xét trao quyền cho phụ nữ biến số mô hình nhân tố tác động đến khả sinh lợi MFI mà chưa quan tâm nghiên cứu cách toàn diện tác động biến số đến khía cạnh khác hiệu hoạt động Xuất phát từ lý trên, nghiên cứu tác giả thực phân tích hiệu hoạt động MFI xác định nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI Để khắc phục hạn chế nghiên cứu trước đây, việc đánh giá hiệu hoạt động thơng qua khía cạnh khả sinh lời khả tự bền vững hoạt động, tác giả cịn sử dụng thêm phân tích bao liệu (DEA) để đánh giá hiệu sử dụng nguồn lực đầu vào để tạo đầu MFI Bên cạnh đó, nghiên cứu tiến hành lấp đầy khoảng trống tác động việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu có mục tiêu chung đánh giá hiệu hoạt động MFI Việt Nam Trên sở đề xuất số hàm ý sách phù hợp Để đạt mục tiêu chung, nghiên cứu có mục tiêu cụ thể sau: - Đánh giá thực trạng hiệu hoạt động MFI Việt Nam - Xác định nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI Việt Nam l Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.1493 between = 0.2215 overall = 0.1800 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons 6513648 0012108 0154382 0012579 -.0026869 -1.175521 -.005539 0197536 -1.11307 2297843 0038618 021969 0072546 0154841 7226582 034208 032149 5659959 sigma_u sigma_e rho 10065222 12480603 39408356 (fraction of variance due to u_i) Std Err Coefficients (b) (B) fe pfb age cpb oea der par30 nab glp 1.069998 -.0014348 019937 -.0014179 0023744 -.7174338 0179947 0238085 6513648 0012108 0154382 0012579 -.0026869 -1.175521 -.005539 0197536 z 2.83 0.31 0.70 0.17 -0.17 -1.63 -0.16 0.61 -1.97 P>|z| 0.005 0.754 0.482 0.862 0.862 0.104 0.871 0.539 0.049 = = 22.46 0.0041 [95% Conf Interval] 2009958 -.0063582 -.0276202 -.0129609 -.0330351 -2.591905 -.0725855 -.0432573 -2.222402 1.101734 0087797 0584966 0154767 0276613 2408627 0615074 0827645 -.0037387 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .4186337 -.0026455 0044987 -.0026758 0050612 4580874 0235337 0040548 3855958 0109133 0145758 0038693 0060773 5152507 0335637 0416305 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.08 Prob>chi2 = 0.8500 li Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var roe e u Test: sd = sqrt(Var) 0264937 0155765 0101309 1627689 124806 1006522 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 21.06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 1.563 Prob > F = 0.2228 lii Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 17 F(9, 25) = 29.13 Prob > F = 0.000 roe Coef roe L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 3961403 1858216 2.13 0.043 0134337 778847 1.333776 0441593 -.0905963 2.094042 -.2617516 4.575121 -.122479 0990402 -1.965921 4487515 0217762 060058 1.049729 1314109 3.01517 0748396 0519982 1.079319 2.97 2.03 -1.51 1.99 -1.99 1.52 -1.64 1.90 -1.82 0.006 0.053 0.144 0.057 0.057 0.142 0.114 0.068 0.081 4095554 -.0006895 -.2142881 -.0679151 -.5323974 -1.634738 -.2766139 -.0080522 -4.188819 2.257998 0890081 0330955 4.255999 0088941 10.78498 031656 2061325 2569777 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.pfb glp nab oea cpb) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.par30 L.roe L2.der) collapsed Instruments for levels equation Standard L.pfb glp nab oea cpb _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.par30 L.roe L2.der) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.54 -0.41 overid restrictions: chi2(7) = 1.44 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(7) = 3.00 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.011 0.683 Prob > chi2 = 0.984 Prob > chi2 = 0.885 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.01 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.99 Prob > iv(L.pfb glp nab oea cpb) Hansen test excluding group: chi2(2) = 0.28 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 2.72 Prob > chi2 = chi2 = 0.909 0.574 chi2 = chi2 = 0.868 0.743 liii Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 127 26 R-sq: within = 0.2375 between = 0.1315 overall = 0.1482 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,93) Prob > F = -0.3987 oss Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.6343894 -.019008 -.1808626 -.0220423 569753 -1.167817 -.1028182 0785153 3.394596 9069517 0231633 052658 0172187 2212899 1.835756 1001629 1115463 2.090053 sigma_u sigma_e rho 33587521 24688579 64922348 (fraction of variance due to u_i) Std Err F test that all u_i=0: F(25, 93) = 4.56 = = t -0.70 -0.82 -3.43 -1.28 2.57 -0.64 -1.03 0.70 1.62 P>|t| 0.486 0.414 0.001 0.204 0.012 0.526 0.307 0.483 0.108 3.62 0.0010 [95% Conf Interval] -2.435416 -.0650058 -.2854309 -.0562353 1303152 -4.813264 -.3017219 -.1429934 -.7558358 1.166637 0269898 -.0762944 0121507 1.009191 2.47763 0960856 3000241 7.545027 Prob > F = 0.0000 liv Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 127 26 R-sq: within = 0.2028 between = 0.4254 overall = 0.3411 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) oss Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons 2703664 0094004 -.1748558 -.0166233 4917092 -.3862876 -.0928926 0858922 1.884481 4924936 0084185 0464762 0150333 144023 1.511303 0723184 0677073 1.210472 sigma_u sigma_e rho 22067258 24688579 44411161 (fraction of variance due to u_i) Std Err z 0.55 1.12 -3.76 -1.11 3.41 -0.26 -1.28 1.27 1.56 P>|z| 0.583 0.264 0.000 0.269 0.001 0.798 0.199 0.205 0.120 = = [95% Conf Interval] -.6949032 -.0070995 -.2659475 -.0460879 2094293 -3.348387 -.2346341 -.0468117 -.488001 Coefficients (b) (B) fe pfb age cpb oea der par30 nab glp -.6343894 -.019008 -.1808626 -.0220423 569753 -1.167817 -.1028182 0785153 2703664 0094004 -.1748558 -.0166233 4917092 -.3862876 -.0928926 0858922 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.9047558 -.0284084 -.0060068 -.0054191 0780438 -.7815295 -.0099256 -.0073769 7615849 0215794 0247553 0083956 1680077 1.042095 0693012 088647 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 35.17 Prob>chi2 = 0.0000 41.60 0.0000 1.235636 0259003 -.0837642 0128414 7739892 2.575812 0488489 2185961 4.256963 lv Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 6412.73 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 9.345 Prob > F = 0.0053 lvi Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 19 F(9, 25) = 72.86 Prob > F = 0.000 oss Coef oss L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 101 26 3.88 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 4937152 0912499 5.41 0.000 3057825 6816479 1.178024 0007603 0442383 -4.175366 3597775 -1.375331 -.0408494 0661575 -1.936373 3992754 0131875 0447485 1.372616 0947464 737332 0559759 0678262 1.304019 2.95 0.06 0.99 -3.04 3.80 -1.87 -0.73 0.98 -1.48 0.007 0.954 0.332 0.005 0.001 0.074 0.472 0.339 0.150 3557006 -.0263999 -.047923 -7.002322 1646437 -2.893894 -.156134 -.0735332 -4.62205 2.000347 0279205 1363996 -1.34841 5549114 1432328 0744353 2058483 7493044 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(cpb pfb par30 der nab) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.oss L.age par30) collapsed Instruments for levels equation Standard cpb pfb par30 der nab _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.oss L.age par30) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.70 -0.87 overid restrictions: chi2(9) = 11.16 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 7.62 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.088 0.384 Prob > chi2 = 0.265 Prob > chi2 = 0.573 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 4.88 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 2.74 Prob > iv(cpb pfb par30 der nab) Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.89 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 5.73 Prob > chi2 = chi2 = 0.559 0.433 chi2 = chi2 = 0.756 0.333 lvii Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.5664 between = 0.0032 overall = 0.0318 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,94) Prob > F = -0.6435 te Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.5602558 -.0444701 -.1852294 0205806 -.0074724 2888349 -.0932523 1575748 1.046379 4555976 0117499 0267597 0083452 0168833 9008357 0486422 0533873 1.021339 sigma_u sigma_e rho 33271019 12667641 87339013 (fraction of variance due to u_i) Std Err F test that all u_i=0: F(25, 94) = 6.19 = = t -1.23 -3.78 -6.92 2.47 -0.44 0.32 -1.92 2.95 1.02 P>|t| 0.222 0.000 0.000 0.015 0.659 0.749 0.058 0.004 0.308 15.35 0.0000 [95% Conf Interval] -1.464856 -.0677999 -.2383614 004011 -.0409945 -1.499796 -.1898326 0515731 -.981514 344344 -.0211404 -.1320974 0371501 0260498 2.077465 003328 2635765 3.074273 Prob > F = 0.0000 lviii Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.4840 between = 0.6188 overall = 0.5681 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) te Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.6578281 -.0012731 -.2192068 0158963 -.0163282 1362094 -.0527059 1029238 2.022875 2617161 0043766 0252825 0083677 017869 8303614 0392284 0368673 6460532 sigma_u sigma_e rho 09877473 12667641 37810765 (fraction of variance due to u_i) Std Err Coefficients (b) (B) fe1 pfb age cpb oea der par30 nab glp -.5602558 -.0444701 -.1852294 0205806 -.0074724 2888349 -.0932523 1575748 -.6578281 -.0012731 -.2192068 0158963 -.0163282 1362094 -.0527059 1029238 z -2.51 -0.29 -8.67 1.90 -0.91 0.16 -1.34 2.79 3.13 P>|z| 0.012 0.771 0.000 0.057 0.361 0.870 0.179 0.005 0.002 = = [95% Conf Interval] -1.170782 -.0098511 -.2687596 -.0005041 -.0513508 -1.491269 -.1295921 0306653 7566345 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0975724 -.043197 0339774 0046843 0088558 1526255 -.0405464 054651 3729261 0109044 0087679 3492921 0287611 0386135 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.57 Prob>chi2 = 0.0174 (V_b-V_B is not positive definite) 130.44 0.0000 -.1448741 0073049 -.169654 0322966 0186944 1.763688 0241804 1751824 3.289116 lix Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 278.15 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 3.885 Prob > F = 0.0599 lx Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 20 F(9, 25) = 459.30 Prob > F = 0.000 te Coef te L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1090069 0162965 6.69 0.000 0754436 1425702 -.296255 -.0244285 1412369 -6.176576 7356902 -6.866791 2194873 -.11843 5158338 4214659 0056929 064051 5803681 0863514 1.7939 0713162 0795228 1.06173 -0.70 -4.29 2.21 -10.64 8.52 -3.83 3.08 -1.49 0.49 0.489 0.000 0.037 0.000 0.000 0.001 0.005 0.149 0.631 -1.16428 -.0361532 0093215 -7.371866 5578462 -10.5614 0726088 -.2822102 -1.670839 5717703 -.0127039 2731523 -4.981285 9135341 -3.172186 3663658 0453502 2.702507 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(pfb der cpb par30 nab glp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.te age oea) collapsed Instruments for levels equation Standard pfb der cpb par30 nab glp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.te age oea) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.69 -0.77 overid restrictions: chi2(10) = 17.29 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(10) = 14.17 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.007 0.438 Prob > chi2 = 0.068 Prob > chi2 = 0.165 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(8) = 13.33 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.84 Prob > iv(pfb der cpb par30 nab glp) Hansen test excluding group: chi2(4) = 5.38 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 8.79 Prob > chi2 = chi2 = 0.101 0.656 chi2 = chi2 = 0.250 0.186 lxi Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.3860 between = 0.0705 overall = 0.0073 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,94) Prob > F = -0.8609 Std Err se Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.2250828 -.0526354 -.0868941 -.0055092 -.0221465 -.1099122 -.0409506 0675938 1.518323 4662309 0120242 0273842 0085399 0172773 9218605 0497775 0546333 1.045177 sigma_u sigma_e rho 38812338 12963293 89964017 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(25, 94) = 6.48 t -0.48 -4.38 -3.17 -0.65 -1.28 -0.12 -0.82 1.24 1.45 P>|t| = = 0.630 0.000 0.002 0.520 0.203 0.905 0.413 0.219 0.150 7.39 0.0000 [95% Conf Interval] -1.150795 -.0765097 -.1412661 -.0224655 -.056451 -1.940288 -.139785 -.0408819 -.5568993 7006296 -.0287612 -.0325221 0114471 0121581 1.720463 0578838 1760694 3.593546 Prob > F = 0.0000 lxii Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.2557 between = 0.2879 overall = 0.2742 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) se Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.3762515 -.0112648 -.1078765 -.0089762 -.0247241 2346548 0260406 0327505 1.65489 2890908 0050105 0261304 0085339 0181514 8665692 0414654 0390065 7037354 sigma_u sigma_e rho 12512912 12963293 482327 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -1.30 -2.25 -4.13 -1.05 -1.36 0.27 0.63 0.84 2.35 P>|z| 0.193 0.025 0.000 0.293 0.173 0.787 0.530 0.401 0.019 = = 41.94 0.0000 [95% Conf Interval] -.942859 -.0210852 -.1590912 -.0257024 -.0603002 -1.46379 -.0552301 -.0437008 2755945 190356 -.0014443 -.0566618 00775 010852 1.933099 1073114 1092017 3.034186 Coefficients (b) (B) fe2 pfb age cpb oea der par30 nab glp -.2250828 -.0526354 -.0868941 -.0055092 -.0221465 -.1099122 -.0409506 0675938 -.3762515 -.0112648 -.1078765 -.0089762 -.0247241 2346548 0260406 0327505 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1511688 -.0413707 0209824 003467 0025776 -.344567 -.0669913 0348433 3657838 0109305 0081913 0003201 3144592 0275394 038253 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.10 Prob>chi2 = 0.0007 (V_b-V_B is not positive definite) lxiii Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 445.67 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 10.292 Prob > F = 0.0036 lxiv Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 19 F(9, 25) = 354.86 Prob > F = 0.000 se Coef se L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 5821673 1517143 3.84 0.001 2697057 8946288 2.640703 -.0456731 4494569 -9.398224 1.136075 -7.711767 2880242 -.1119417 -6.851933 1.404319 0070234 123871 1.472048 1822222 2.802192 1097998 114712 3.133885 1.88 -6.50 3.63 -6.38 6.23 -2.75 2.62 -0.98 -2.19 0.072 0.000 0.001 0.000 0.000 0.011 0.015 0.338 0.038 -.2515467 -.0601381 1943398 -12.42996 7607818 -13.48299 0618872 -.3481955 -13.30629 5.532952 -.0312081 7045739 -6.366485 1.511369 -1.940544 5141611 1243121 -.3975758 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(der cpb par30 nab glp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.se age oea) collapsed Instruments for levels equation Standard der cpb par30 nab glp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.se age oea) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.10 -0.29 overid restrictions: chi2(9) = 5.19 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 6.60 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.036 0.774 Prob > chi2 = 0.818 Prob > chi2 = 0.678 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.51 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.09 Prob > iv(der cpb par30 nab glp) Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.85 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 4.76 Prob > chi2 = chi2 = 0.482 0.955 chi2 = chi2 = 0.764 0.446 ... giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mô Vi? ??t Nam 76 4.3.1 Đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Vi? ??t Nam qua số tài 76 4.3.2 Đánh giá hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Vi? ??t Nam. .. KÊ MÔ TẢ MẪU PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ VI? ??T NAM PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI... TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VI? ??T NAM PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TRAO QUYỀN CHO PHỤ NỮ ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VI? ??T NAM ix DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Các

Ngày đăng: 01/12/2020, 16:07

Từ khóa liên quan

Tài liệu cùng người dùng

  • Đang cập nhật ...

Tài liệu liên quan