[Download] Tải Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre – Tải về File Word, PDF

Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre

Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre
Nội dung Text: Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre

Download


Bài viết nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân (QTDND) trên địa bàn tỉnh Bến Tre, sử dụng dữ liệu thứ cấp theo quý từ năm 2013 đến năm 2018 của 7 QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre do Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) Chi nhánh tỉnh Bến Tre theo dõi, giám sát. Kết quả hồi quy theo GLS cho thấy rủi ro tín dụng có tác động ngược chiều đến lợi nhuận, rủi ro tín dụng và quy mô cho vay thành viên có quan hệ bổ sung cho nhau khi tác động đến lợi nhuận. Ngoài ra kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra quy mô QTDND và hiệu quả quản lý chi phí tác động cùng chiều đến lợi nhuận. Trong khi đó, quy mô cho vay thành viên và khả năng tăng trưởng không đảm bảo được ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến động lợi nhuận.

Bạn đang xem: [Download] Tải Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre File Word, PDF về máy

Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre

Mô tả tài liệu

Nội dung Text: Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre

  1. Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ
    tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre

    Lê Hoàng Vinh Nguyễn Thanh Vũ
    Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh Ngân hàng Nhà nước, Chi nhánh tỉnh Bến Tre

    Bài viết nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ
    tín dụng nhân dân (QTDND) trên địa bàn tỉnh Bến Tre, sử dụng dữ liệu thứ
    cấp theo quý từ năm 2013 đến năm 2018 của 7 QTDND trên địa bàn tỉnh
    Bến Tre do Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) Chi nhánh tỉnh Bến
    Tre theo dõi, giám sát. Kết quả hồi quy theo GLS cho thấy rủi ro tín dụng
    có tác động ngược chiều đến lợi nhuận, rủi ro tín dụng và quy mô cho vay
    thành viên có quan hệ bổ sung cho nhau khi tác động đến lợi nhuận. Ngoài
    ra kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra quy mô QTDND và hiệu quả quản lý chi
    phí tác động cùng chiều đến lợi nhuận. Trong khi đó, quy mô cho vay thành
    viên và khả năng tăng trưởng không đảm bảo được ý nghĩa thống kê trong
    việc giải thích biến động lợi nhuận.
    Từ khóa: rủi ro tín dụng, lợi nhuận, quỹ tín dụng nhân dân.

    1. Đặt vấn đề rủi ro, QTDND cho vay với kỳ vọng có
    được lợi nhuận và tất yếu cũng phải chấp
    Theo lý thuyết đánh đổi giữa lợi nhuận và nhận đối mặt với rủi ro tín dụng từ phía

    The impact of credit risk on profitability of people’s credit funds in Ben Tre province
    Abstract: This paper studies the impact of credit risk on profitability of people’s credit funds in Ben Tre province.
    Research data is collected from quarterly operating reports in the period of 2013-2018 of 7 people’s credit
    funds which are monitored and supervised by the State Bank’s Ben Tre branch. Regression analysis with GLS
    shows that credit risk has negative significant effect on profitability, credit risk and member loan size have
    complementary relations when affecting profitability. In addition, the profitability is also explained by the
    positive impact of people’s credit fund size and cost management efficiency; meanwhile member loan size and
    people’s credit fund growth have no significant effect on profitability.
    Keywords: credit risk, profitability, people’s credit funds.

    Vinh Hoang Le, PhD.
    Email: vinhlh@buh.edu.vn
    Banking University of Ho Chi Minh City
    Vu Thanh Nguyen, MSc.
    Email: vu.nguyenthanh@sbv.gov.vn
    The State Bank of Viet Nam, Ben Tre Branch

    Ngày nhận: 07/09/2019 Ngày nhận bản sửa: 03/10/2019 Ngày duyệt đăng: 21/10/2019

    Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng
    Số 216- Tháng 5. 2020 66 ISSN 1859 – 011X

  2. LÊ HOÀNG VINH – NGUYỄN THANH VŨ

    khách hàng. Nếu QTDND có khả năng vụ cho vay của QTDND là khả năng mà
    quản trị rủi ro tín dụng tốt sẽ triệt tiêu tác người được cho vay của QTDND thất bại
    động tiêu cực của rủi ro tín dụng đến lợi trong việc thực hiện theo các điều khoản
    nhuận đạt được, khi đó QTDND sẽ đạt hoàn trả đã thỏa thuận, do đó rủi ro tín
    được lợi nhuận như kỳ vọng, thậm chí có dụng còn được gọi là rủi ro vỡ nợ, phát
    thể vượt trội hơn so với kỳ vọng; ngược sinh từ việc không chắc chắn liên quan
    lại, QTDND quản trị rủi ro tín dụng không đến việc không hoàn trả các khoản cho
    tốt sẽ dẫn đến xuất hiện tác động tiêu cực vay từ phía khách hàng cho QTDND.
    của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận đạt được, Theo đó, nếu rủi ro tín dụng xảy ra thì
    khi đó lợi nhuận đạt được sẽ thấp hơn kỳ QTDND sẽ bị tổn thất tài chính, cụ thể là
    vọng, thậm chí có thể thua lỗ và chủ sở giảm lợi nhuận, thậm chí nghiêm trọng có
    hữu sẽ mất vốn. thể đẩy QTDND vào tình trạng thua lỗ.

    Số liệu của NHNN chi nhánh tỉnh Bến Theo Lý thuyết rủi ro và lợi nhuận (the
    Tre đến 31/12/2018, các QTDND trên địa Theory of risk and return) trong quản trị
    bàn đã thu hút được 12.710 thành viên tài chính, với bất cứ một khoản đầu tư nào
    tham gia, chủ yếu là các hộ sản xuất nông được lựa chọn, nhà đầu tư đều kỳ vọng
    nghiệp, kinh doanh dịch vụ và buôn bán mang lại cho họ một khoản lợi nhuận nhất
    nhỏ; tuy nhiên, thị phần cho vay của các định nào đó; tuy nhiên, lợi nhuận đạt được
    QTDND chỉ chiếm 1% so với tổng dư nợ có thể đúng bằng kỳ vọng, có thể lớn hơn
    cho vay của các tổ chức tín dụng (TCTD) kỳ vọng, hoặc có thể nhỏ hơn kỳ vọng;
    trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Điều này khiến mức độ biến động của lợi nhuận có thể đạt
    các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre được so với lợi nhuận kỳ vọng càng cao
    luôn nỗ lực tìm cách tăng trưởng cho vay. thể hiện rủi ro của khoản đầu tư càng lớn
    Tuy nhiên, một trong những rào cản tất và ngược lại (Brealey, Myers và Allen,
    yếu là rủi ro tín dụng gia tăng và có thể 2008; Ngô Kim Phượng, 2015). Như vậy,
    vượt khả năng kiểm soát, dẫn tới tác động lợi nhuận có thể đạt được của một khoản
    tiêu cực đến lợi nhuận đạt được. đầu tư bất kỳ sẽ bằng lợi nhuận kỳ vọng
    cộng với mức tác động của rủi ro. Theo
    Trong phạm vi bài viết này, nhóm tác giả đó có 2 trường hợp: (i) mức tác động của
    nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng rủi ro lớn hơn hoặc bằng 0 cho biết rằng
    đến lợi nhuận của các QTDND trên địa không có tác động của rủi ro làm giảm lợi
    bàn tỉnh Bến Tre, kết quả nghiên cứu cung nhuận, và (ii) mức tác động của rủi ro nhỏ
    cấp thông tin hữu ích cho nhà quản trị tài hơn 0 cho biết rằng rủi ro có tác động làm
    chính cũng như các chủ thể hữu quan đưa giảm lợi nhuận (Ngô Kim Phượng, 2015).
    ra những quyết định phù hợp.
    Như vậy, khi QTDND cấp tín dụng cho
    2. Cơ sở lý thuyết khách hàng và kỳ vọng mang lại cho
    QTDND một khoản lợi nhuận; dẫn đến
    Claessens (2010) định nghĩa rủi ro tín lợi nhuận mà QTDND đạt được có thể
    dụng (credit risk) là rủi ro mà một hợp cao, bằng hoặc thấp hơn kỳ vọng, điều
    đồng tài chính không được tôn trọng theo này được lý giải bởi tác động của rủi ro tín
    tập hợp các điều khoản hoặc kỳ vọng ban dụng đến lợi nhuận theo 2 chiều: Có thể
    đầu; theo đó rủi ro tín dụng trong nghiệp có hoặc không có tác động của rủi ro tín

    Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67

  3. Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre

    dụng làm giảm lợi nhuận của QTDND. 3.1. Khái quát mô hình nghiên cứu

    Theo Lý thuyết “kém may mắn” của Đặc thù hoạt động cho vay của QTDND
    Berger và DeYoung (1997), QTDND cấp được quy định tại Điều 37 Văn bản
    tín dụng cho khách hàng, nếu rủi ro tín hợp nhất số 04/VBHN-NHNN ngày
    dụng của khách hàng gia tăng thì QTDND 17/7/2017, theo đó cho vay của QTDND
    sẽ phải trích lập dự phòng rủi ro tín dụng chủ yếu nhằm mục đích tương trợ giữa
    và chấp nhận gia tăng chi phí hay QTDND các thành viên để thực hiện có hiệu quả
    phải tốn thêm chi phí cho việc giải quyết các hoạt động sản xuất, kinh doanh dịch
    các vấn đề liên quan rủi ro tín dụng của vụ và cải thiện đời sống của các thành
    khách hàng như chi phí giám sát khách viên. Vì vậy, bài viết đưa ra mô hình
    hàng cũng như tài sản đảm bảo, chi phí nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng
    phân tích và đàm phán với khách hàng đến lợi nhuận của các QTDND trên địa
    về các khoản cấp tín dụng đã và đang có bàn tỉnh Bến Tre dựa vào cơ sở lý thuyết
    khả năng xảy ra rủi ro tín dụng, hay chi và nghiên cứu thực nghiệm của Saeed MS
    phí gián tiếp như danh tiếng, uy tín cũng và Zahid N (2016) có điều chỉnh đặc thù
    như mức độ an toàn của QTDND có thể cho vay của QTDND như vừa đề cập, bao
    bị đánh giá thấp bởi thị trường hay các gồm: Biến phụ thuộc là lợi nhuận, biến
    cơ quan quản lý. Như vậy, rủi ro tín dụng độc lập là rủi ro tín dụng và các biến kiểm
    có thể tác động tiêu cực, làm giảm lợi soát như quy mô cho vay thành viên, quy
    nhuận và thậm chí có thể đẩy QTDND mô QTDND, khả năng tăng trưởng, hiệu
    rơi vào tình trạng thua lỗ. Ngoài ra, theo quả quản lý chi phí. Ngoài ra, QTDND
    Lý thuyết “quản lý kém” của Berger và tập trung cho vay thành viên sẽ còn có
    DeYoung (1997), các QTDND hoạt động thể góp phần kiểm soát rủi ro tín dụng tốt
    hiệu quả, tạo ra được lợi nhuận chứng tỏ hơn, do đó bài viết cũng thực hiện nghiên
    rằng khả năng quản lý rủi ro tín dụng tốt cứu sự tương tác của rủi ro tín dụng với
    hơn các QTDND yếu kém, lợi nhuận thấp; quy mô cho vay thành viên đến lợi nhuận
    khả năng quản lý đó được xem là một của QTDND. Hai mô hình hồi quy cụ thể
    phần năng lực cốt lõi của các QTDND. như sau:
    Banker, Chang và Lee (2010) khẳng định
    rằng một khi tầm quan trọng của rủi ro Mô hình (1): PROFit = β0 + β1 x CRISKit
    tín dụng chưa rõ ràng thì các đơn vị cấp + β2 x MEMit + β3 x SIZEit + β4 x
    tín dụng sẽ lo sợ gặp những bất lợi và nếu GROWTHit + β5 x QOMit + εit
    như rủi ro tín dụng tăng lên vượt quá mức
    dự kiến thì rủi ro tín dụng sẽ tác động tiêu Mô hình (2): PROFit = α0 + α1 x CRISKit +
    cực đến lợi nhuận. Như vậy, theo hai lý α2 x MEMit + α3 x (CRISK*MEM)it + α4 x
    thuyết của Berger và DeYoung (1997), rủi SIZEit + α5 x GROWTHit + α6 x QOMit +
    ro tín dụng càng cao sẽ tác động giảm lợi σit
    nhuận của QTDND, vì khi đó các QTDND
    phải thực hiện trích lập dự phòng rủi ro tín Trong đó:
    dụng nhiều hơn, làm tăng chi phí và giảm PROF: Lợi nhuận
    lợi nhuận của các QTDND. CRISK: Rủi ro tín dụng
    MEM: Quy mô cho vay thành viên
    3. Mô hình nghiên cứu SIZE: Quy mô quỹ tín dụng nhân dân

    68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020

  4. LÊ HOÀNG VINH – NGUYỄN THANH VŨ

    GROWTH: Khả năng tăng trưởng của quỹ bình quân, dữ liệu lấy từ bảng cân đối kế
    tín dụng nhân dân toán.
    QOM: Hiệu quả quản lý chi phí của quỹ
    tín dụng nhân dân (iii) Khả năng tăng trưởng của quỹ tín
    α0, β0: Hệ số chặn. dụng nhân (GROWTH), được đo lường
    β1, β2, β3, β4, β5: hệ số hồi quy của từng bởi tỷ lệ tăng (giảm) tổng tài sản, được
    biến độc lập của mô hình (1) tính dựa vào bảng cân đối kế toán theo
    α1, α2, α3, α4, α5, α6: hệ số hồi quy của từng công thức như sau:
    biến độc lập của mô hình (2)
    i và t tương ứng với từng QTDND và từng quý GROWTH = (Tổng tài sản quý này – Tổng
    σ, ε: là sai số ngẫu nhiên tài sản quý trước) / Tổng tài sản quý trước

    3.2. Giải thích các biến trong mô hình (iv) Hiệu quả quản lý chi phí (QOM),
    nghiên cứu được đo lường bởi tỷ lệ chi phí hoạt động
    trên tổng thu nhập hoạt động, được tính
    Thứ nhất, biến phụ thuộc là lợi nhuận dựa vào báo cáo kết quả kinh doanh theo
    (PROF), được đo lường bởi suất sinh lời công thức như sau:
    trên vốn chủ sở hữu, dữ liệu được lấy từ
    bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả QOM = Chi phí hoạt động / Tổng thu nhập
    kinh doanh. hoạt động

    Suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu = Lợi 3.3. Giả thuyết nghiên cứu
    nhuận sau thuế / Vốn chủ sở hữu bình quân
    Thứ nhất, rủi ro tín dụng tác động đến lợi
    Thứ hai, biến độc lập là rủi ro tín dụng nhuận
    (CRISK), được đo lường bởi tỷ lệ dự
    phòng rủi ro tín dụng, và dữ liệu được lấy Bài viết tiếp cận rủi ro tín dụng trong
    từ bảng cân đối kế toán. nghiệp vụ cho vay của QTDND, đó là
    loại rủi ro phát sinh khi khách hàng không
    Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng = Mức dự thực hiện đúng cam kết trong hợp đồng tín
    phòng rủi ro tín dụng / Tổng dư nợ cho vay dụng. Lý thuyết rủi ro và lợi nhuận trong
    quản trị tài chính, nếu QTDND quản trị
    Thứ ba, các biến kiểm soát. rủi ro tín dụng không tốt sẽ dẫn đến phát
    sinh rủi ro tín dụng, từ đó tác động tiêu cực
    (i) Quy mô cho vay thành viên (MEM), đến lợi nhuận. Điều này cũng được khẳng
    được tính dựa vào bảng cân đối kế toán và định bởi Lý thuyết “kém may mắn” và Lý
    thuyết minh báo cáo tài chính theo công thuyết “quản lý kém”. Như vậy, bài viết
    thức như sau: nghiên cứu cũng kỳ vọng rủi ro tín dụng
    tác động ngược chiều đến lợi nhuận của các
    MEM = Dư nợ cho vay thành viên quỹ tín QTDND, cụ thể giả thuyết H1 như sau:
    dụng nhân dân / Tổng dư nợ cho vay
    H1: Rủi ro tín dụng tác động ngược chiều
    (ii) Quy mô quỹ tín dụng nhân dân (SIZE), đến lợi nhuận của các QTDND trên địa
    được đo lường bởi logarit của tổng tài sản bàn tỉnh Bến Tre.

    Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69

  5. Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre

    Thứ hai, sự tương tác rủi ro tín dụng với 4.2. Phương pháp nghiên cứu
    quy mô cho vay thành viên tác động đến
    lợi nhuận Phương pháp nghiên cứu định lượng được
    sử dụng để xác định kết quả nghiên cứu,
    Như đã luận giải trong phần đề xuất mô bao gồm các phương pháp cụ thể như sau:
    hình nghiên cứu, đặc trưng hoạt động cho Thống kê mô tả (Descriptive statistics),
    vay của QTDND là tập trung cho vay phân tích tương quan (Correlation
    thành viên. Theo đó, rủi ro tín dụng và quy analysis) và phân tích hồi quy dữ liệu bảng
    mô cho vay thành viên của QTDND có (Panel data regression) theo mô hình các
    quan hệ bổ sung cho nhau; QTDND có thể yếu tố tác động cố định (FEM) và mô hình
    kiểm soát rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ các yếu tố tác động ngẫu nhiên (REM),
    cho vay tốt hơn khi quy mô cho vay thành sau đó kiểm định Hausman để lựa chọn
    viên càng nhiều hơn, vì vậy hệ số hồi quy giữa FEM và REM. Nếu có xảy ra các
    của biến tương tác (CRISK*MEM) được khuyết tật (đa cộng tuyến nghiêm trọng,
    kỳ vọng là dương cho trường hợp các phương sai sai số thay đổi hay tự tương
    QTDND, cụ thể giả thuyết H2 như sau: quan) của mô hình thì kết quả hồi quy cuối
    cùng sẽ được xác định theo phương pháp
    H2: Biến tương tác giữa rủi ro tín dụng bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS).
    với quy mô cho vay thành viên tác động
    cùng chiều đến lợi nhuận của các QTDND 5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
    trên địa bàn tỉnh Bến Tre.
    5.1. Thống kê mô tả
    4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
    Thống kê mô tả các biến trong mô hình
    4.1. Mẫu và dữ liệu nghiên cứu nghiên cứu được trình bày tại Bảng 2.
    Biến phụ thuộc PROF có giá trị trung bình
    Bài viết dựa vào dữ liệu thứ cấp theo quý là 0,1090, cho thấy các QTDND trên địa
    được thu thập từ báo cáo theo dõi, giám bàn tỉnh Bến Tre đảm bảo kinh doanh có
    sát tại NHNN Chi nhánh tỉnh Bến Tre từ lãi, cao nhất là QTDND Định Thủy quý
    năm 2013 đến năm 2018 của 7 QTDND IV năm 2014 và thấp nhất là QTDND
    trên địa bàn. Danh sách 7 QTDND trong QTDND Đại Thành quý IV năm 2017. Về
    mẫu nghiên cứu theo Bảng 1. rủi ro tín dụng, thống kê mô tả cho thấy có

    Bảng 1. Danh sách QTDND trong mẫu nghiên cứu
    STT Tên QTDND Địa chỉ
    1 QTDND Mỹ Thạnh An Xã Mỹ Thạnh An, Thành phố Bến Tre
    2 QTDND Định Thủy Xã Định Thủy, Huyện Mỏ Cày Nam
    3 QTDND Phước Hiệp Xã Phước Hiệp, Huyện Mỏ Cày Nam
    4 QTDND Đại Thành Phường 6, Thành phố Bến Tre
    5 QTDND Tân Thành Bình Xã Tân Thành Bình, Huyện Mỏ Cày Bắc
    6 QTDND An Thủy Xã An Thủy, Huyện Ba Tri
    7 QTDND Phú Long Xã Phú Long, Huyện Bình Đại
    Nguồn: Ngân hàng Nhà nước, Chi nhánh tỉnh Bến Tre

    70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020

  6. LÊ HOÀNG VINH – NGUYỄN THANH VŨ

    Bảng 2. Thống kê mô tả các biến
    Biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát
    PROF  0,1090  0,3126  0,0040  0,0688  168
    CRISK  0,0081  0,0190  0,0021  0,0019  168
    MEM  0,8892  0,9759  0,7371  0,0408  168
    SIZE  4,3733  5,0032  2,8189  0,4203  168
    GROWTH  0,0764  0,6722 -0,0897  0,1103  168
    QOM  0,7989  0,9871  0,4852  0,1054  168
    Nguồn: Xử lý từ báo cáo của các QTDND thông qua Eviews 10.0

    Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến
    PROF  CRISK  MEM  SIZE  GROWTH  QOM 
    1,0000
    PROF 
    —– 
    -0,0834 1,0000
    CRISK 
    0,2827 —– 
    0,1968** -0,0600 1,0000
    MEM 
    0,0106 0,4401 —– 
    -0,0912 0,2535* -0,4767* 1,0000
    SIZE 
    0,2398 0,0009 0,0000 —– 
    0,0247 -0,2279* 0,2226* -0,5397* 1,0000
    GROWTH 
    0,7509 0,0030 0,0037 0,0000 —– 
    -0,7338* 0,0642 -0,3534* 0,3483* -0,1767** 1,0000
    QOM
    0,0000 0,4085 0,0000 0,0000 0,0219 —– 
    Nguồn: Xử lý từ báo cáo của các QTDND thông qua Eviews 10.0
    (*) Mức ý nghĩa 1% và (**) Mức ý nghĩa 5%

    sự khác biệt rõ nét trong các QTDND thể cho vay thành viên là chủ yếu theo bản
    hiện CRISK dao động từ mức thấp nhất là chất hoạt động của QTDND.
    0,0021 đến mức cao nhất là 0,0190; rủi ro
    tín dụng cao nhất cho trường hợp QTDND 5.2. Phân tích tương quan
    Tân Thành Bình quý IV năm 2013 và thấp
    nhất là trường hợp QTDND Phú Long quý Kết quả xác định hệ số tương quan giữa
    4 năm 2013. các biến có đính kèm theo bên dưới từng
    hệ số tương quan là mức ý nghĩa, được
    Ngoài ra, thống kê mô tả các biến kiểm trình bày thể hiện tại Bảng 3.
    soát cho thấy các QTDND trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre có sự đa dạng quy mô và PROF có tương quan âm với CRISK
    hiệu quả quản lý chi phí, có xu hướng cho thấy biến động rủi ro tín dụng với
    tăng trưởng trong giai đoạn 2013- 2018, biến động lợi nhuận của các QTDND

    Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 71

  7. Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre

    Bảng 4. Hệ số phóng đại phương sai có tương quan mạnh, qua đó có thể cho
    Variable Centered VIF rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến
    nghiêm trọng giữa các biến này với nhau
    CRISK  1,087186
    (Gujarati, 2011). Tuy nhiên, để khẳng định
    MEM  1,372680
    chắc chắn hơn cho điều này, bài viết xác
    SIZE  1,859937 định hệ số phóng đại phương sai, kết quả
    GROWTH  1,431139 trình bày tại Bảng 4. Theo đó, hệ số phóng
    QOM  1,200255 đại phương sai của các biến nhỏ hơn 10,
    Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua Eviews 10.0 cho thấy không có hiện tượng đa cộng
    tuyến nghiêm trọng giữa các biến với nhau
    có quan hệ ngược chiều nhau, hàm ý (Gujarati, 2011). Vì vậy, ngoài việc phân
    QTDND cần tăng cường quản trị để tích hồi quy theo FEM và REM cho dữ
    giảm thiểu rủi ro tín dụng, từ đó giảm liệu bảng, bài viết còn thực hiện phân tích
    thiểu tác động tiêu cực của rủi ro tín hồi quy theo Pooled OLS.
    dụng đến lợi nhuận của QTDND; tuy
    nhiên mối quan hệ này không đảm bảo 5.3. Phân tích hồi quy
    mức ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, quy mô
    cho vay thành viên và hiệu quả quản lý chi Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM
    phí tương quan cùng chiều với lợi nhuận và REM được tổng hợp và trình bày tại
    theo mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 5% Bảng 5.
    và 1%; trong khi đó mối tương quan giữa Để lựa chọn kết quả hồi quy từ Bảng 5,
    quy mô QTDND và khả năng tăng trưởng bài viết thực hiện các kiểm định, bao gồm:
    với lợi nhuận không đảm bảo ý nghĩa Redundant Fixed Effects để lựa chọn giữa
    thống kê. FEM và Pooled OLS, Breusch-Pagan để
    lựa chọn giữa REM và Pooled OLS và
    Xét tương quan giữa biến độc lập và các Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM;
    biến kiểm soát với nhau, giá trị tuyệt đối kết quả kiểm định được trình bày tại Bảng
    của hệ số tương quan đối với các trường 6. Kết quả từ các kiểm định này lần lượt
    hợp này đều nhỏ hơn 0,8, cho thấy không là FEM phù hợp hơn Pooled OLS, REM

    Bảng 5. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM
    Pooled OLS FEM REM
    Biến
    Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 1 Mô hình 2
    CRISK -3,2299** -85,8015 -2,3556 -61,2953 -2,4737 -85,8015**
    MEM 0,0174 -0,7168 -0,1297 -0,6591 -0,1025 -0,7168**
    CRISK*MEM 90,2609 64,3446 90,2609**
    SIZE 0,0322* 0,0331* 0,0198 0,0180 0,0226** 0,0331*
    GROWTH -0,0205 -0,0175 -0,0383 -0,0370 -0,0351 -0,0175
    QOM -0,5218* -0,5241* -0,4987* -0,5009* -0,5029* -0,5241*
    C 0,3971 1,0670 0,5583 1,0527 0,5259 1,0670
    Nguồn: Xử lý từ báo cáo của các QTDND thông qua EViews 10.0
    (*) Mức ý nghĩa 1% và (**) Mức ý nghĩa 5%

    72 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020

  8. LÊ HOÀNG VINH – NGUYỄN THANH VŨ

    Bảng 6. tự tương quan và phương sai sai số thay
    Kiểm định lựa chọn kết quả hồi quy đổi. Theo đó, kết quả hồi quy vừa được
    Prob. lựa chọn ở trên theo FEM, mà FEM chỉ
    Kiểm định quan tâm đến những khác biệt mang tính
    Mô hình 1 Mô hình 2
    Redundant Fixed cá nhân đóng góp vào mô hình nên không
    0,0000 0,0000 có hiện tượng tự tương quan, vì vậy bài
    Effects
    Breusch-Pagan 0,0000 0,0000 viết không thực hiện kiểm định này. Về
    Hausman 0,0265 0,0000
    hiện tượng phương sai sai số thay đổi, bài
    viết sử dụng kiểm định White được trình
    Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua EViews 10.0
    bày tại Bảng 7; theo đó, Prob nhỏ hơn 5%
    Bảng 7. Kết quả kiểm định White nên kết luận có hiện tượng phương sai sai
    Heteroskedasticity
    số thay đổi; vì vậy, để khắc phục vi phạm
    Mô hình 1 Mô hình 2 này, bài viết sẽ thực hiện hồi quy theo
    Test: White
    Prob. F 0,0017 0,0008 GLS (Bảng 8).
    Prob. Chi-Square 0,0037 0,0025
    Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua EViews
    Bảng 8 cho thấy biến độc lập CRISK được
    10.0 chấp nhận để giải thích cho biến phụ thuộc
    PROF với mức ý nghĩa 5% theo Mô hình
    phù hợp hơn Pooled OLS, và FEM phù 1 và 10% theo Mô hình 2, biến tương tác
    hợp hơn REM. Kết quả hồi quy theo FEM (CRISK*MEM) có quan hệ bổ sung cho
    được lựa chọn là phù hợp nhất cho phân nhau khi giải thích cho biến phụ thuộc
    tích tác động của rủi ro tín dụng đến lợi PROF với mức ý nghĩa 10%. Ngoài ra,
    nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bảng 8 còn chỉ ra biến kiểm soát MEM và
    Bến Tre. GROWTH không đảm bảo ý nghĩa thống
    kê, trong khi đó biến kiểm soát SIZE và
    Để gia tăng thêm sự vững chắc cho kết QOM được chấp nhận để giải thích cho
    quả nghiên cứu, bài viết tiếp tục thực biến phụ thuộc PROF với mức ý nghĩa 1%.
    hiện kiểm định các vi phạm cơ bản như Mức độ phù hợp của mô hình 1 là 66,20%
    và mô hình 2 là 66,70%.
    Bảng 8. Kết quả hồi quy theo GLS
    5.3. Thảo luận
    Mô hình 1 Mô hình 2
    Biến
    Hệ số β P-value Hệ số β P-value
    Thứ nhất, tác động độc
    CRISK -3,3478** 0,0245 -80.4074*** 0.0713 lập của rủi ro tín dụng đến
    MEM 0,0830 0,3927 -0.5920 0.1370 lợi nhuận của các QTDND
    CRISK*MEM 83.7218*** 0.0834 trên địa bàn tỉnh Bến Tre
    SIZE 0,0434* 0,0000 0.0464* 0.0000
    Hệ số hồi quy theo GLS
    GROWTH 0,0015 0,9666 0.0057 0.8730
    của biến độc lập CRISK
    QOM -0,5295* 0,0000 -0.5308* 0.0000 theo Mô hình 1 là -3,3478
    C 0,2934 0,0114 0.9033 0.0147 cho thấy rủi ro tín dụng
    – R = 0,6620
    2
    R = 0,6670
    2 tác động ngược chiều đến
    Nguồn: Xử lý từ báo cáo của các QTDND thông qua EViews 10.0 lợi nhuận của các QTDND
    (*) Mức ý nghĩa 1%, (**) Mức ý nghĩa 5% và (***) Mức ý nghĩa 10% trên địa bàn tỉnh Bến Tre,

    Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 73

  9. Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre

    kết quả này phù hợp với kỳ vọng của bài Hệ số hồi quy theo GLS của biến tương
    viết. Nếu rủi ro tín dụng thể hiện qua tỷ lệ tác CRISK*MEM là 83,7218 cho thấy
    dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ rủi ro tín dụng và quy mô cho vay thành
    giảm (tăng) 1% và các yếu tố khác không viên có quan hệ bổ sung cho nhau khi tác
    đổi thì lợi nhuận thể hiện qua suất sinh động đến biến phụ thuộc PROF. Kết quả
    lời trên vốn chủ sở hữu sẽ tăng (giảm) này phù hợp kỳ vọng của bài viết, theo
    3,3478%. Kết quả này cung cấp thêm đó QTDND tập trung cho vay thành viên
    bằng chứng thực nghiệm nhằm khẳng định nhiều hơn sẽ góp phần giúp cho QTDND
    bổ sung cho cơ sở lý thuyết về tác động có thể kiểm soát rủi ro tín dụng trong
    của rủi ro đến lợi nhuận. Theo đó, nếu nghiệp vụ cho vay tốt hơn và qua đó có
    QTDND quản lý tốt để giảm thiểu rủi ro thể góp phần tác động gia tăng lợi nhuận,
    tín dụng thì gia tăng cơ hội hoàn nhập dự và ngược lại.
    phòng để giảm chi phí, không hoặc giảm
    thiểu tổn thất có thể phát sinh từ rủi ro tín Ngoài chịu tác động của rủi ro tín dụng
    dụng, kết quả dẫn đến là lợi nhuận sẽ được cũng như tương tác giữa rủi ro tín dụng
    cải thiện đáng kể; hay ngược lại, kết quả với quy mô cho vay thành viên như đề cập
    nghiên cứu chỉ ra rằng nếu các QTDND trên, kết quả hồi quy theo GLS còn chỉ ra
    không quản lý tốt rủi ro tín dụng, gia tăng rằng lợi nhuận của các QTDND trên địa
    xác suất xảy ra rủi ro tín dụng, dẫn đến bàn tỉnh Bến Tre còn chịu sự tác động
    tăng trích lập dự phòng hoặc thậm chí là cùng chiều bởi quy mô QTDND và hiệu
    phát sinh tổn thất, kết quả dẫn đến sự sụt quả quản lý chi phí.
    giảm lợi nhuận của bản thân QTDND.
    6. Kết luận và gợi ý
    Thứ hai, tác động của rủi ro tín dụng đến
    lợi nhuận khi có tương tác với quy mô cho Nghiên cứu thực nghiệm cho trường hợp
    vay thành viên của các QTDND trên địa các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre
    bàn tỉnh Bến Tre cho thấy rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ
    xem tiếp trang 86
    Tài liệu tham khảo
    1. Báo cáo tài chính định kỳ của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre.
    2. Banker R., Chang, H. and Lee, S. (2010). Differential impact of Korean banking system reforms on bank
    productivity, Journal of Banking & Finance, Vol.34, No 7, 1450-1460.
    3. Berger, A. N. and DeYoung, R. (1997). Problem Loans and Cost Efficiency in Commercial Banks, Journal of
    Banking and Finance, Vol.21, 849-870.
    4. Brealey R. A, Myers S. C và Allen F. (2008). Principles of Corporate Finance (ninth edition), Mc Graw- Hill
    International Edition, pp 206-13.
    5. Claessens, R. (2010), What is a bank?, AuthorHouse, ISBN: 978-1-4490-7985-7 (sc), pp 213-7.
    6. Gujarati, D. N (2011), Econometrics by Example, Paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ
    mẫu nhỏ, Bản dịch của Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, http://www.fetp.edu.vn/cache/MPP04-522-
    R02V-2012-05-30-08580840.pdf [truy cập 09/7/2019] 7. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2017), Thông tư quy định về Quỹ tín dụng nhân dân, số 04/VBHN-NHNN ban
    hành ngày 17/7/2017.
    8. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, Chi nhánh tỉnh Bến Tre (2018), Báo cáo tình hình hoạt động QTDND trên địa bàn
    tỉnh Bến Tre, năm 2018.
    9. Ngô Kim Phượng (2015), Chương 4 – Lợi nhuận và rủi ro (Tài chính doanh nghiệp), NXB Tài chính, trang 91-101.
    10. Saeed MS và Zahid N (2016). The Impact of Credit Risk on Profitability of the Commercial Banks. J Bus Fin Aff 5:
    192. doi:10.4172/2167-0234.1000192
    11. Văn phòng Quốc Hội (2017), Luật các tổ chức tín dụng, số 07/VBHN-VPQH ban hành ngày 12/12/2017.

    74 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020

  10. Ảnh hưởng của đặc điểm giám đốc điều hành tới hiệu quả của việc phát hành lần đầu ra
    công chúng tại Việt Nam

    5. Cohen, B. D. & Dean, T. J. (2005), ‘Information asymmetry and investor valuation of IPOs: Top management team
    legitimacy as a capital market signal’, Strategic Management Journal, 26(7), 683−690.
    6. Dalton, D. T., Daily, C. M., Ellstrand, A. E. & Johnson, J. L. (1998), ‘Meta-analytic reviews of board composition,
    leadership structure, and financial performance’, Strategic Management Journal, 19(3), 269-290.
    7. Finkle, T. A. (1998), ‘The relationship between Boards of Directors and Initial Public Offerings in the
    Biotechnology Industry’, Entrepreneurship Theory and Practice, 22(3), 5-29.
    8. Jensen, M. C. & Meckling, W. H. (1976), ‘Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership
    Structure’, Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.
    9. Loughran, T. & Ritter, J. R. (1995), ‘The new issues puzzle’, The Journal of Finance, 50(1), 23-52.
    10. Ogden, J. P., Jen, F. C. & O’Connor, P. F. (2003), ‘Advanced Corporate Finance: Policies and Strategies’, New
    York: Pearson.
    11. Thorsell, A. & Isaksson, A. (2014), ‘Directors Experience and the Performance of IPOs: Evidence from Sweden’,
    Australasian Accounting, Business and Finance Journal, 81(1), 3-24.

    tiếp theo trang 74 tiếp theo trang 65
    cho vay có tác động ngược chiều đến lợi – Đẩy mạnh việc nghiên cứu, tuyên truyền
    nhuận, và quy mô cho vay thành viên nhằm nâng cao nhận thức của các TCTD
    có ý nghĩa bổ sung cho tác động ngược PNH về phát triển mô hình quản trị rủi
    chiều của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận. ro đối với hoạt động tín dụng chuyên
    Kết quả nghiên cứu hàm ý rằng QTDND biệt: thực hiện các nghiên cứu chuyên
    cần thực hiện tốt việc quản lý các khoản sâu về các mô hình quản trị rủi ro đối với
    cho vay khách hàng để kiểm soát tốt rủi hoạt động tín dụng tiêu dùng, cho thuê
    ro tín dụng, qua đó tối thiểu hóa hoặc tài chính, bao thanh toán; tổ chức các hội
    triệt tiêu những tác động tiêu cực của rủi thảo, chia sẻ thông tin và kinh nghiệm từ
    ro tín dụng nhằm đảm bảo mục tiêu lợi các tổ chức quốc tế để các TCTD PNH
    nhuận của QTDND, có thể là chuẩn hóa trong nước có thể tiếp nhận và gợi mở mô
    nội dung và quy trình thẩm định trước cho hình phát triển mới.
    vay, hay tăng cường các biện pháp khác
    nhau trong việc kiểm tra sử dụng vốn, – Phát triển các yếu tố hạ tầng cần thiết
    hay công tác lưu trữ thông tin lịch sử giao để tạo thuận lợi cho các công ty TC và
    dịch của khách hàng vay,… Đặc biệt hơn công ty CTTC phát triển các mô hình quản
    là QTDND cần tập trung tăng cường mở trị rủi ro chuyên biệt: như phát triển cơ
    rộng quy mô cho vay thành viên để góp sở hạ tầng thông tin về khách hàng (bao
    phần kiểm soát tốt hơn rủi ro tín dụng và gồm cả cá nhân và doanh nghiệp), các tổ
    khi đó lợi nhuận sẽ gia tăng đáng kể hơn. chức hoạt động trong lĩnh vực thông tin tín
    Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn gợi ý dụng (hiện gần như chỉ có một mình CIC
    rằng QTDND cần tận dụng tích cực lợi thế hoạt động trong lĩnh vực này).
    kinh tế về quy mô, tăng cường các biện
    pháp quản lý chi phí (chẳng hạn như tinh
    giản bộ máy quản lý, sắp xếp hợp lý các
    phòng ban,…) nhằm tiết kiệm chi phí để
    qua đó thực hiện được mục tiêu gia tăng
    lợi nhuận

    86 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020

Download tài liệu Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre File Word, PDF về máy