Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn 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.
Tóm tắt nội dung 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
66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 216- Tháng 5. 2020 © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 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 Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh Nguyễn Thanh Vũ Ngân hàng Nhà nước, Chi nhánh tỉnh Bến Tre Ngày nhận: 07/09/2019 Ngày nhận bản sửa: 03/10/2019 Ngày duyệt đăng: 21/10/2019 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. 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 1. Đặt vấn đề Theo lý thuyết đánh đổi giữa lợi nhuận và rủi ro, QTDND cho vay với kỳ vọng có được lợi nhuận và tất yếu cũng phải chấp nhận đối mặt với rủi ro tín dụng từ phía LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN THANH VŨ 67Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng khách hàng. Nếu QTDND có khả năng quản trị rủi ro tín dụng tốt sẽ triệt tiêu tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận đạt được, khi đó QTDND sẽ đạt được lợi nhuận như kỳ vọng, thậm chí có thể vượt trội hơn so với kỳ vọng; ngược lại, QTDND quản trị rủi ro tín dụng không tốt sẽ dẫn đến xuất hiện tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận đạt được, khi đó lợi nhuận đạt được sẽ thấp hơn kỳ vọng, thậm chí có thể thua lỗ và chủ sở hữu sẽ mất vốn. Số liệu của NHNN chi nhánh tỉnh Bến Tre đến 31/12/2018, các QTDND trên địa bàn đã thu hút được 12.710 thành viên tham gia, chủ yếu là các hộ sản xuất nông nghiệp, kinh doanh dịch vụ và buôn bán nhỏ; tuy nhiên, thị phần cho vay của các QTDND chỉ chiếm 1% so với tổng dư nợ cho vay của các tổ chức tín dụng (TCTD) trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Điều này khiến các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre luôn nỗ lực tìm cách tăng trưởng cho vay. Tuy nhiên, một trong những rào cản tất yếu là rủi ro tín dụng gia tăng và có thể vượt khả năng kiểm soát, dẫn tới tác động tiêu cực đến lợi nhuận đạt được. Trong phạm vi bài viết này, nhóm tác giả nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre, kết quả nghiên cứu cung cấp thông tin hữu ích cho nhà quản trị tài chính cũng như các chủ thể hữu quan đưa ra những quyết định phù hợp. 2. Cơ sở lý thuyết Claessens (2010) định nghĩa rủi ro tín dụng (credit risk) là rủi ro mà một hợp đồng tài chính không được tôn trọng theo tập hợp các điều khoản hoặc kỳ vọng ban đầu; theo đó rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ cho vay của QTDND là khả năng mà người được cho vay của QTDND thất bại trong việc thực hiện theo các điều khoản hoàn trả đã thỏa thuận, do đó rủi ro tín dụng còn được gọi là rủi ro vỡ nợ, phát sinh từ việc không chắc chắn liên quan đến việc không hoàn trả các khoản cho vay từ phía khách hàng cho QTDND. Theo đó, nếu rủi ro tín dụng xảy ra thì QTDND sẽ bị tổn thất tài chính, cụ thể là giảm lợi nhuận, thậm chí nghiêm trọng có thể đẩy QTDND vào tình trạng thua lỗ. Theo Lý thuyết rủi ro và lợi nhuận (the Theory of risk and return) trong quản trị tài chính, với bất cứ một khoản đầu tư nào được lựa chọn, nhà đầu tư đều kỳ vọng mang lại cho họ một khoản lợi nhuận nhất định nào đó; tuy nhiên, lợi nhuận đạt được có thể đúng bằng kỳ vọng, có thể lớn hơn kỳ vọng, hoặc có thể nhỏ hơn kỳ vọng; mức độ biến động của lợi nhuận có thể đạt được so với lợi nhuận kỳ vọng càng cao thể hiện rủi ro của khoản đầu tư càng lớn và ngược lại (Brealey, Myers và Allen, 2008; Ngô Kim Phượng, 2015). Như vậy, lợi nhuận có thể đạt được của một khoản đầu tư bất kỳ sẽ bằng lợi nhuận kỳ vọng cộng với mức tác động của rủi ro. Theo đó có 2 trường hợp: (i) mức tác động của rủi ro lớn hơn hoặc bằng 0 cho biết rằng không có tác động của rủi ro làm giảm lợi nhuận, và (ii) mức tác động của rủi ro nhỏ hơn 0 cho biết rằng rủi ro có tác động làm giảm lợi nhuận (Ngô Kim Phượng, 2015). Như vậy, khi QTDND cấp tín dụng cho khách hàng và kỳ vọng mang lại cho QTDND một khoản lợi nhuận; dẫn đến lợi nhuận mà QTDND đạt được có thể cao, bằng hoặc thấp hơn kỳ vọng, điều này được lý giải bởi tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận theo 2 chiều: Có thể có hoặc không có tác động của rủi ro tín Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre 68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020 dụng làm giảm lợi nhuận của QTDND. Theo Lý thuyết “kém may mắn” của Berger và DeYoung (1997), QTDND cấp tín dụng cho khách hàng, nếu rủi ro tín dụng của khách hàng gia tăng thì QTDND sẽ phải trích lập dự phòng rủi ro tín dụng và chấp nhận gia tăng chi phí hay QTDND phải tốn thêm chi phí cho việc giải quyết các vấn đề liên quan rủi ro tín dụng của khách hàng như chi phí giám sát khách hàng cũng như tài sản đảm bảo, chi phí phân tích và đàm phán với khách hàng về các khoản cấp tín dụng đã và đang có khả năng xảy ra rủi ro tín dụng, hay chi phí gián tiếp như danh tiếng, uy tín cũng như mức độ an toàn của QTDND có thể bị đánh giá thấp bởi thị trường hay các cơ quan quản lý. Như vậy, rủi ro tín dụng có thể tác động tiêu cực, làm giảm lợi nhuận và thậm chí có thể đẩy QTDND rơi vào tình trạng thua lỗ. Ngoài ra, theo Lý thuyết “quản lý kém” của Berger và DeYoung (1997), các QTDND hoạt động hiệu quả, tạo ra được lợi nhuận chứng tỏ rằng khả năng quản lý rủi ro tín dụng tốt hơn các QTDND yếu kém, lợi nhuận thấp; khả năng quản lý đó được xem là một phần năng lực cốt lõi của các QTDND. Banker, Chang và Lee (2010) khẳng định rằng một khi tầm quan trọng của rủi ro tín dụng chưa rõ ràng thì các đơn vị cấp tín dụng sẽ lo sợ gặp những bất lợi và nếu như rủi ro tín dụng tăng lên vượt quá mức dự kiến thì rủi ro tín dụng sẽ tác động tiêu cực đến lợi nhuận. Như vậy, theo hai lý thuyết của Berger và DeYoung (1997), rủi ro tín dụng càng cao sẽ tác động giảm lợi nhuận của QTDND, vì khi đó các QTDND phải thực hiện trích lập dự phòng rủi ro tín dụng nhiều hơn, làm tăng chi phí và giảm lợi nhuận của các QTDND. 3. Mô hình nghiên cứu 3.1. Khái quát mô hình nghiên cứu Đặc thù hoạt động cho vay của QTDND được quy định tại Điều 37 Văn bản hợp nhất số 04/VBHN-NHNN ngày 17/7/2017, theo đó cho vay của QTDND chủ yếu nhằm mục đích tương trợ giữa các thành viên để thực hiện có hiệu quả các hoạt động sản xuất, kinh doanh dịch vụ và cải thiện đời sống của các thành viên. Vì vậy, bài viết đưa ra mô hình nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre dựa vào cơ sở lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm của Saeed MS và Zahid N (2016) có điều chỉnh đặc thù cho vay của QTDND như vừa đề cập, bao gồm: Biến phụ thuộc là lợi nhuận, biến độc lập là rủi ro tín dụng và các biến kiểm soát như quy mô cho vay thành viên, quy mô QTDND, khả năng tăng trưởng, hiệu quả quản lý chi phí. Ngoài ra, QTDND tập trung cho vay thành viên sẽ còn có thể góp phần kiểm soát rủi ro tín dụng tốt hơn, do đó bài viết cũng thực hiện nghiên cứu sự tương tác của rủi ro tín dụng với quy mô cho vay thành viên đến lợi nhuận của QTDND. Hai mô hình hồi quy cụ thể như sau: Mô hình (1): PROF it = β 0 + β 1 x CRISK it + β 2 x MEM it + β 3 x SIZE it + β 4 x GROWTH it + β 5 x QOM it + ε it Mô hình (2): PROF it = α 0 + α 1 x CRISK it + α 2 x MEM it + α 3 x (CRISK*MEM) it + α 4 x SIZE it + α 5 x GROWTH it + α 6 x QOM it + σ it Trong đó: PROF: Lợi nhuận CRISK: Rủi ro tín dụng MEM: Quy mô cho vay thành viên SIZE: Quy mô quỹ tín dụng nhân dân LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN THANH VŨ 69Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng GROWTH: Khả năng tăng trưởng của quỹ tín dụng nhân dân QOM: Hiệu quả quản lý chi phí của quỹ tín dụng nhân dân α 0 , β 0 : Hệ số chặn. β 1 , β 2 , β 3 , β 4 , β 5 : hệ số hồi quy của từng biến độc lập của mô hình (1) α 1 , α 2 , α 3 , α 4 , α 5 , α 6 : hệ số hồi quy của từng biến độc lập của mô hình (2) i và t tương ứng với từng QTDND và từng quý σ, ε: là sai số ngẫu nhiên 3.2. Giải thích các biến trong mô hình nghiên cứu Thứ nhất, biến phụ thuộc là lợi nhuận (PROF), được đo lường bởi suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, dữ liệu được lấy từ bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả kinh doanh. Suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu = Lợi nhuận sau thuế / Vốn chủ sở hữu bình quân Thứ hai, biến độc lập là rủi ro tín dụng (CRISK), được đo lường bởi tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, và dữ liệu được lấy từ bảng cân đối kế toán. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng = Mức dự phòng rủi ro tín dụng / Tổng dư nợ cho vay Thứ ba, các biến kiểm soát. (i) Quy mô cho vay thành viên (MEM), được tính dựa vào bảng cân đối kế toán và thuyết minh báo cáo tài chính theo công thức như sau: MEM = Dư nợ cho vay thành viên quỹ tín dụng nhân dân / Tổng dư nợ cho vay (ii) Quy mô quỹ tín dụng nhân dân (SIZE), được đo lường bởi logarit của tổng tài sản bình quân, dữ liệu lấy từ bảng cân đối kế toán. (iii) Khả năng tăng trưởng của quỹ tín dụng nhân (GROWTH), được đo lường bởi tỷ lệ tăng (giảm) tổng tài sản, được tính dựa vào bảng cân đối kế toán theo công thức như sau: GROWTH = (Tổng tài sản quý này - Tổng tài sản quý trước) / Tổng tài sản quý trước (iv) Hiệu quả quản lý chi phí (QOM), được đo lường bởi tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động, được tính dựa vào báo cáo kết quả kinh doanh theo công thức như sau: QOM = Chi phí hoạt động / Tổng thu nhập hoạt động 3.3. Giả thuyết nghiên cứu Thứ nhất, rủi ro tín dụng tác động đến lợi nhuận Bài viết tiếp cận rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ cho vay của QTDND, đó là loại rủi ro phát sinh khi khách hàng không thực hiện đúng cam kết trong hợp đồng tín dụng. Lý thuyết rủi ro và lợi nhuận trong quản trị tài chính, nếu QTDND quản trị rủi ro tín dụng không tốt sẽ dẫn đến phát sinh rủi ro tín dụng, từ đó tác động tiêu cực đến lợi nhuận. Điều này cũng được khẳng định bởi Lý thuyết “kém may mắn” và Lý thuyết “quản lý kém”. Như vậy, bài viết nghiên cứu cũng kỳ vọng rủi ro tín dụng tác động ngược chiều đến lợi nhuận của các QTDND, cụ thể giả thuyết H1 như sau: H1: Rủi ro tín dụng tác động ngược chiều đến lợi nhuận của các QTDND 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 70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020 Thứ hai, sự tương tác rủi ro tín dụng với quy mô cho vay thành viên tác động đến lợi nhuận Như đã luận giải trong phần đề xuất mô hình nghiên cứu, đặc trưng hoạt động cho vay của QTDND là tập trung cho vay thành viên. Theo đó, rủi ro tín dụng và quy mô cho vay thành viên của QTDND có quan hệ bổ sung cho nhau; QTDND có thể kiểm soát rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ cho vay tốt hơn khi quy mô cho vay thành viên càng nhiều hơn, vì vậy hệ số hồi quy của biến tương tác (CRISK*MEM) được kỳ vọng là dương cho trường hợp các QTDND, cụ thể giả thuyết H2 như sau: H2: Biến tương tác giữa rủi ro tín dụng với quy mô cho vay thành viên tác động cùng chiều đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre. 4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 4.1. Mẫu và dữ liệu nghiên cứu Bài viết dựa vào dữ liệu thứ cấp theo quý được thu thập từ báo cáo theo dõi, giám sát tại NHNN Chi nhánh tỉnh Bến Tre từ năm 2013 đến năm 2018 của 7 QTDND trên địa bàn. Danh sách 7 QTDND trong mẫu nghiên cứu theo Bảng 1. 4.2. Phương pháp nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu định lượng được sử dụng để xác định kết quả nghiên cứu, bao gồm các phương pháp cụ thể như sau: Thống kê mô tả (Descriptive statistics), phân tích tương quan (Correlation analysis) và phân tích hồi quy dữ liệu bảng (Panel data regression) theo mô hình các yếu tố tác động cố định (FEM) và mô hình các yếu tố tác động ngẫu nhiên (REM), sau đó kiểm định Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM. Nếu có xảy ra các khuyết tật (đa cộng tuyến nghiêm trọng, phương sai sai số thay đổi hay tự tương quan) của mô hình thì kết quả hồi quy cuối cùng sẽ được xác định theo phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS). 5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 5.1. Thống kê mô tả Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu được trình bày tại Bảng 2. Biến phụ thuộc PROF có giá trị trung bình là 0,1090, cho thấy các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre đảm bảo kinh doanh có lãi, cao nhất là QTDND Định Thủy quý IV năm 2014 và thấp nhất là QTDND QTDND Đại Thành quý IV năm 2017. Về 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 LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN THANH VŨ 71Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng sự khác biệt rõ nét trong các QTDND thể hiện CRISK dao động từ mức thấp nhất là 0,0021 đến mức cao nhất là 0,0190; rủi ro tín dụng cao nhất cho trường hợp QTDND Tân Thành Bình quý IV năm 2013 và thấp nhất là trường hợp QTDND Phú Long quý 4 năm 2013. Ngoài ra, thống kê mô tả các biến kiểm soát cho thấy các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre có sự đa dạng quy mô và hiệu quả quản lý chi phí, có xu hướng tăng trưởng trong giai đoạn 2013- 2018, cho vay thành viên là chủ yếu theo bản chất hoạt động của QTDND. 5.2. Phân tích tương quan Kết quả xác định hệ số tương quan giữa các biến có đính kèm theo bên dưới từng hệ số tương quan là mức ý nghĩa, được trình bày thể hiện tại Bảng 3. PROF có tương quan âm với CRISK cho thấy biến động rủi ro tín dụng với biến động lợi nhuận của các QTDND 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 PROF 1,0000 ----- CRISK -0,0834 1,0000 0,2827 ----- MEM 0,1968** -0,0600 1,0000 0,0106 0,4401 ----- SIZE -0,0912 0,2535* -0,4767* 1,0000 0,2398 0,0009 0,0000 ----- GROWTH 0,0247 -0,2279* 0,2226* -0,5397* 1,0000 0,7509 0,0030 0,0037 0,0000 ----- QOM -0,7338* 0,0642 -0,3534* 0,3483* -0,1767** 1,0000 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% Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre 72 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020 có quan hệ ngược chiều nhau, hàm ý QTDND cần tăng cường quản trị để giảm thiểu rủi ro tín dụng, từ đó giảm thiểu tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của QTDND; tuy nhiên mối quan hệ này không đảm bảo mức ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, quy mô cho vay thành viên và hiệu quả quản lý chi phí tương quan cùng chiều với lợi nhuận theo mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 5% và 1%; trong khi đó mối tương quan giữa quy mô QTDND và khả năng tăng trưởng với lợi nhuận không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Xét tương quan giữa biến độc lập và các biến kiểm soát với nhau, giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan đối với các trường hợp này đều nhỏ hơn 0,8, cho thấy không có tương quan mạnh, qua đó có thể cho rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến này với nhau (Gujarati, 2011). Tuy nhiên, để khẳng định chắc chắn hơn cho điều này, bài viết xác định hệ số phóng đại phương sai, kết quả trình bày tại Bảng 4. Theo đó, hệ số phóng đại phương sai của các biến nhỏ hơn 10, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến với nhau (Gujarati, 2011). Vì vậy, ngoài việc phân tích hồi quy theo FEM và REM cho dữ liệu bảng, bài viết còn thực hiện phân tích hồi quy theo Pooled OLS. 5.3. Phân tích hồi quy Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM được tổng hợp và trình bày tại Bảng 5. Để lựa chọn kết quả hồi quy từ Bảng 5, bài viết thực hiện các kiểm định, bao gồm: Redundant Fixed Effects để lựa chọn giữa FEM và Pooled OLS, Breusch-Pagan để lựa chọn giữa REM và Pooled OLS và Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM; kết quả kiểm định được trình bày tại Bảng 6. Kết quả từ các kiểm định này lần lượt là FEM phù hợp hơn Pooled OLS, REM Bảng 4. Hệ số phóng đại phương sai Variable Centered VIF CRISK 1,087186 MEM 1,372680 SIZE 1,859937 GROWTH 1,431139 QOM 1,200255 Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua Eviews 10.0 Bảng 5. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM Biến Pooled OLS FEM REM 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% LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN THANH VŨ 73Số 216- Tháng 5. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng phù hợp hơn Pooled OLS, và FEM phù hợp hơn REM. Kết quả hồi quy theo FEM được lựa chọn là phù hợp nhất cho phân tích tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Để gia tăng thêm sự vững chắc cho kết quả nghiên cứu, bài viết tiếp tục thực hiện kiểm định các vi phạm cơ bản như tự tương quan và phương sai sai số thay đổi. Theo đó, kết quả hồi quy vừa được lựa chọn ở trên theo FEM, mà FEM chỉ quan tâm đến những khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mô hình nên không có hiện tượng tự tương quan, vì vậy bài viết không thực hiện kiểm định này. Về hiện tượng phương sai sai số thay đổi, bài viết sử dụng kiểm định White được trình bày tại Bảng 7; theo đó, Prob nhỏ hơn 5% nên kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi; vì vậy, để khắc phục vi phạm này, bài viết sẽ thực hiện hồi quy theo GLS (Bảng 8). Bảng 8 cho thấy biến độc lập CRISK được chấp nhận để giải thích cho biến phụ thuộc PROF với mức ý nghĩa 5% theo Mô hình 1 và 10% theo Mô hình 2, biến tương tác (CRISK*MEM) có quan hệ bổ sung cho nhau khi giải thích cho biến phụ thuộc PROF với mức ý nghĩa 10%. Ngoài ra, Bảng 8 còn chỉ ra biến kiểm soát MEM và GROWTH không đảm bảo ý nghĩa thống kê, trong khi đó biến kiểm soát SIZE và QOM được chấp nhận để giải thích cho biến phụ thuộc PROF với mức ý nghĩa 1%. Mức độ phù hợp của mô hình 1 là 66,20% và mô hình 2 là 66,70%. 5.3. Thảo luận Thứ nhất, tác động độc lập của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre Hệ số hồi quy theo GLS của biến độc lập CRISK theo Mô hình 1 là -3,3478 cho thấy rủi ro tín dụng tác động ngược chiều đến lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre, Bảng 6. Kiểm định lựa chọn kết quả hồi quy Kiểm định Prob. Mô hình 1 Mô hình 2 Redundant Fixed Effects 0,0000 0,0000 Breusch-Pagan 0,0000 0,0000 Hausman 0,0265 0,0000 Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua EViews 10.0 Bảng 7. Kết quả kiểm định White Heteroskedasticity Test: White Mô hình 1 Mô hình 2 Prob. F 0,0017 0,0008 Prob. Chi-Square 0,0037 0,0025 Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy thông qua EViews 10.0 Bảng 8. Kết quả hồi quy theo GLS Biến Mô hình 1 Mô hình 2 Hệ số β P-value Hệ số β P-value CRISK -3,3478** 0,0245 -80.4074*** 0.0713 MEM 0,0830 0,3927 -0.5920 0.1370 CRISK*MEM 83.7218*** 0.0834 SIZE 0,0434* 0,0000 0.0464* 0.0000 GROWTH 0,0015 0,9666 0.0057 0.8730 QOM -0,5295* 0,0000 -0.5308* 0.0000 C 0,2934 0,0114 0.9033 0.0147 - R2 = 0,6620 R2 = 0,6670 Nguồn: Xử lý từ báo cáo của các QTDND thông qua EViews 10.0 (*) Mức ý nghĩa 1%, (**) Mức ý nghĩa 5% và (***) Mức ý nghĩa 10% Tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân trên địa bàn tỉnh Bến Tre 74 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 2020 kết quả này phù hợp với kỳ vọng của bài viết. Nếu rủi ro tín dụng thể hiện qua tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ giảm (tăng) 1% và các yếu tố khác không đổi thì lợi nhuận thể hiện qua suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu sẽ tăng (giảm) 3,3478%. Kết quả này cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm nhằm khẳng định bổ sung cho cơ sở lý thuyết về tác động của rủi ro đến lợi nhuận. Theo đó, nếu QTDND quản lý tốt để giảm thiểu rủi ro tín dụng thì gia tăng cơ hội hoàn nhập dự phòng để giảm chi phí, không hoặc giảm thiểu tổn thất có thể phát sinh từ rủi ro tín dụng, kết quả dẫn đến là lợi nhuận sẽ được cải thiện đáng kể; hay ngược lại, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng nếu các QTDND không quản lý tốt rủi ro tín dụng, gia tăng xác suất xảy ra rủi ro tín dụng, dẫn đến tăng trích lập dự phòng hoặc thậm chí là phát sinh tổn thất, kết quả dẫn đến sự sụt giảm lợi nhuận của bản thân QTDND. Thứ hai, tác động của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận khi có tương tác với quy mô cho vay thành viên của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre Hệ số hồi quy theo GLS của biến tương tác CRISK*MEM là 83,7218 cho thấy rủi ro tín dụng và quy mô cho vay thành viên có quan hệ bổ sung cho nhau khi tác động đến biến phụ thuộc PROF. Kết quả này phù hợp kỳ vọng của bài viết, theo đó QTDND tập trung cho vay thành viên nhiều hơn sẽ góp phần giúp cho QTDND có thể kiểm soát rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ cho vay tốt hơn và qua đó có thể góp phần tác động gia tăng lợi nhuận, và ngược lại. Ngoài chịu tác động của rủi ro tín dụng cũng như tương tác giữa rủi ro tín dụng với quy mô cho vay thành viên như đề cập trên, kết quả hồi quy theo GLS còn chỉ ra rằng lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre còn chịu sự tác động cùng chiều bởi quy mô QTDND và hiệu quả quản lý chi phí. 6. Kết luận và gợi ý Nghiên cứu thực nghiệm cho trường hợp các QTDND trên địa bàn tỉnh Bến Tre cho thấy rủi ro tín dụng trong nghiệp vụ 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, 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. xem tiếp trang 86 Ảnh hưởng của đặc điểm giám đốc điều hành tới hiệu quả của việc phát hành lần đầu ra công chúng tại Việt Nam Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 216- Tháng 5. 202086 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. cho vay có tác động ngược chiều đến lợi nhuận, và quy mô cho vay thành viên có ý nghĩa bổ sung cho tác động ngược chiều của rủi ro tín dụng đến lợi nhuận. Kết quả nghiên cứu hàm ý rằng QTDND cần thực hiện tốt việc quản lý các khoản cho vay khách hàng để kiểm soát tốt rủi ro tín dụng, qua đó tối thiểu hóa hoặc triệt tiêu những tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng nhằm đảm bảo mục tiêu lợi nhuận của QTDND, có thể là chuẩn hóa nội dung và quy trình thẩm định trước cho vay, hay tăng cường các biện pháp khác nhau trong việc kiểm tra sử dụng vốn, hay công tác lưu trữ thông tin lịch sử giao dịch của khách hàng vay,... Đặc biệt hơn là QTDND cần tập trung tăng cường mở rộng quy mô cho vay thành viên để góp phần kiểm soát tốt hơn rủi ro tín dụng và khi đó lợi nhuận sẽ gia tăng đáng kể hơn. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn gợi ý rằng QTDND cần tận dụng tích cực lợi thế 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 tiếp theo trang 74 - Đẩy mạnh việc nghiên cứu, tuyên truyền nhằm nâng cao nhận thức của các TCTD PNH về phát triển mô hình quản trị rủi ro đối với hoạt động tín dụng chuyên biệt: thực hiện các nghiên cứu chuyên sâu về các mô hình quản trị rủi ro đối với hoạt động tín dụng tiêu dùng, cho thuê tài chính, bao thanh toán; tổ chức các hội thảo, chia sẻ thông tin và kinh nghiệm từ các tổ chức quốc tế để các TCTD PNH trong nước có thể tiếp nhận và gợi mở mô hình phát triển mới. - Phát triển các yếu tố hạ tầng cần thiết để tạo thuận lợi cho các công ty TC và công ty CTTC phát triển các mô hình quản trị rủi ro chuyên biệt: như phát triển cơ sở hạ tầng thông tin về khách hàng (bao gồm cả cá nhân và doanh nghiệp), các tổ chức hoạt động trong lĩnh vực thông tin tín dụng (hiện gần như chỉ có một mình CIC hoạt động trong lĩnh vực này). tiếp theo trang 65
File đính kèm:
- tac_dong_cua_rui_ro_tin_dung_den_loi_nhuan_cua_cac_quy_tin_d.pdf