TÓM TẮT:

Để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số lợi nhuận của các quỹ tín dụng nhân dân (QTDND) trên địa bàn đồng bằng sông Cửu Long (ĐBSCL), nghiên cứu sử dụng số liệu thứ cấp (giai đoạn 2015-2019) theo daïng dö liệu bảng, được thu thập từ các QTDND và Ngân hàng Nhà nước - chi nhánh tại 4 tỉnh: Long An, Tiền Giang, Sóc Trăng, Trà Vinh thuộc ĐBSCL. Bằng phương pháp định lượng, tác giả sử dụng phần mềm Stata 13 để đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL. Trên cơ sở đó, tác giả đề xuất giải pháp cải thiện chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL trong thời gian tới.

Từ khóa: chỉ số lợi nhuận, quỹ tín dụng nhân dân, đồng bằng sông Cửu Long.

1. Đặt vấn đề

Quyết định số 390 ngày 27/7/1993, đã đánh dấu bước ngoặc mới trong hệ thống ngân hàng Việt Nam với sự ra đời của QTDND, đảm nhiệm chức năng trung gian tài chính như một ngân hàng. QTDND chủ yếu thực hiện hoạt động luân chuyển vốn từ nơi thừa vốn sang nơi thiếu vốn cho các thành viên trong cùng một QTDND để tham gia hoạt động sản xuất - kinh doanh tại các khu vực nông thôn theo nguyên tắc: bình đẳng, tự do, tự nguyện, nhằm góp phần cải thiện đời sống kinh tế địa phương. Do vậy, các QTDND trên địa bàn ĐBSCL đã và đang hoạt động đúng theo chức năng, vai trò và mục tiêu của Đảng và Nhà nước Việt Nam quy định. Hiện nay, ĐBSCL gồm 13 tỉnh với 146 QTDND. Tuy nhiên, số lượng QTDND giữa các tỉnh thuộc ĐBSCL được phân bố không đồng đều, trong đó, 4 tỉnh có số lượng QTDND tương đối đều nhau với số lượng tổng cộng là 62 QTDND bao gồm: Long An (18 QTDND), Tiền Giang (16 QTDND), Trà Vinh (16 QTDND), Sóc Trăng (12 QTDND).

Theo Lê Quốc Thọ (2019) và Davydenko, Antonina (2011), ROA và ROE là 2 chỉ số mang ý nghĩa khác nhau, nhưng chúng đều chỉ ra hiệu quả hoạt động để tạo ra lợi nhuận cho ngân hàng và hoạt động của các QTDND. Trên thực tế, chỉ số ROA và chỉ số ROE (2015 - 2019) luôn có sự biến động rõ rệt giữa các QTDND tại 4 tỉnh: Long An, Tiền Giang, Sóc Trăng, Trà Vinh, đã phản ánh rõ hiệu quả hoạt động kinh doanh tiền tệ của các QTDND trên chưa ổn định. Chỉ số ROA đạt giá trị cao nhất, cụ thể: QTDND Mùa Xuân với 4,89% (năm 2015). Năm 2016, QTDND Cầu Quan (Trà Vinh) giảm xuống 1,45%, chỉ đạt 3,44% so với năm 2015. Năm 2017, QTDND Nhị Mỹ (Tiền Giang) đạt 3,75%, tăng 0,31% so với năm 2016. Năm 2018, QTDND Thủ Thừa (Long An) đạt 3,89%, tăng nhẹ 0,14% so với năm 2017. Năm 2019, QTDND Mùa Xuân (Tiền Giang) đạt 3,9%, chỉ tăng 0,01% so với năm 2018.

Song song đó, chỉ số ROE đạt giá trị cao nhất năm 2015 đạt 36,7%, đó là QTDND Đức Hòa (Long An). Năm 2016, QTDND Đức Hòa (Long An) đạt 40,06%, tăng 3,36% so với năm 2015. Năm 2017, QTDND Gò Đen (Long An) đạt 47,4%, tăng 7,34% so với năm 2016. Năm 2018, QTDND Trị Yên (Long An) đạt 59,67%, tăng 12,2% so với năm 2017. Năm 2019, QTDND Phước Tân Hưng (Long An) đạt 37,11%, giảm 22,56% so với năm 2018. Do đó, tác giả chọn tên đề tài “Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL” để thực hiện nghiên cứu này.

2. Cơ sở lý thuyết

Lê Quốc Thọ (2019) đã nghiên cứu phân tích các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lợi của 18 QTDND tỉnh Lâm Đồng (2009 - 2018), sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng bởi phần mềm Stata. 3 mô hình hồi quy được thực hiện theo dữ liệu bảng gồm: Pooled OLS, FEM REM kết hợp với một số phương pháp kiểm định: F-test, Bruesch-Pagan, Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp. Nghiên cứu đo lường tỷ suất sinh lời bởi 2 chỉ số ROA, ROE thông qua các biến độc lập như: Quy mô tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tăng trưởng vốn huy động, tỷ lệ nợ xấu, tăng trưởng kinh tế và lạm phát. Kết quả nghiên cứu: Tỷ suất sinh lợi của các QTDND có mối quan hệ tích cực với quy mô tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu và lạm phát. Ngược lại, tỷ suất sinh lợi của các QTDND có mối quan hệ tiêu cực với tỷ lệ nợ xấu và tăng trưởng kinh tế. Thêm vào đó, tăng trưởng vốn huy động không có tác động đến tỷ suất sinh lợi của các QTDND.

Muhammad Sajid Saeed (2014) đã sử dụng dữ liệu thực nghiệm cho các ngân hàng (2006 - 2012) từ cơ sở dữ liệu Bankscope và Data-stream của 73 ngân hàng thương mại tại Anh. Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng, mô hình hồi quy trong nghiên cứu đã sử dụng các biến độc lập: Quy mô ngân hàng (tổng tài sản), tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tiền gửi, dư nợ cho vay, thanh khoản, lãi suất, GDP, lạm phát, có tác động đến lợi nhuận của các ngân hàng tại Anh được đo lường bởi ROA và ROE (biến phụ thuộc) như thế nào và xem xét mối tương quan giữa các biến của chúng. Kết quả nghiên cứu: Quy mô ngân hàng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu, dư nợ cho vay, tiền gửi, thanh khoản và lãi suất có tác động tích cực đến ROA và ROE, nhưng GDP và tỷ lệ lạm phát có tác động tiêu cực đến ROA và ROE.

3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Giả thuyết nghiên cứu

H1: Quy mô tổng tài sản (QMTTS) tác động cùng chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

H2: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TLVCSH) tác động cùng chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

H3: Tăng trưởng vốn huy động (TTVHD) tác động cùng chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

H4: Hiệu quả chi phí (HQCP) tác động ngược chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

 H5: Tỷ lệ nợ xấu (TLNX) tác động ngược chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

H6: Tăng trưởng kinh tế (GDP) tác động cùng chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

H7: Lạm phát (CPI) tác động ngược chiều với chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROA, ROE.

3.2. Xác định cỡ mẫu

Theo Tabachnick và Fidell (1996), để phân tích hồi quy đạt kết quả tốt nhất thì kích thước cỡ mẫu tốt nhất được thực hiện theo công thức: n = 50 + 8 m (m: là số biến độc lập, n: số biến quan sát). Do mô hình nghiên cứu này gồm có 7 biến độc lập nên kích thước cỡ mẫu của n = 50 + 8*7= 106 quan sát, tác giả đã sử dụng 310 quan sát theo số liệu thứ cấp được thu thập từ 62 QTDND và Ngân hàng Nhà nước của 4 tỉnh: Long An, Tiền Giang, Sóc Trăng và Trà Vinh (giai đoạn 2015 - 2019).

3.3. Mô hình phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng số liệu thứ cấp (giai đoạn 2015 - 2019) theo dạng dữ liệu bảng được thu thập từ các QTDND và Ngân hàng Nhà nước - chi nhánh tại 4 tỉnh: Long An, Tiền Giang, Sóc Trăng, Trà Vinh thuộc ĐBSCL. Bằng phương pháp định lượng, tác giả sử dụng phần mềm Stata 13 để đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL. Mô hình nghiên cứu tổng quát có dạng như sau:

Yit = β0+ β1X1it + β2X2it + β3X3it + β4X4it + β5X5it + β6X6it + β7X7it + wit

Trong đó:

- Các biến độc lập bao gồm: X1 là quy mô tổng tài sản (được đo lường bởi Logarit); X2 là tỷ lệ vốn chủ sở hữu; X3 là tỷ lệ tăng trưởng vốn huy động; X4 là tỷ lệ nợ xấu; X5 là hiệu quả chi phí; X6 là tăng trưởng kinh tế GDP; X7 là lạm phát (Đo lường bởi CPI); i1, i2, i3, ..., i62 là số lượng của 62 QTDND; t1, t2, t3, t4, t5 là số năm của dữ liệu thứ cấp: từ 2015 - 2019; wit là hạng nhiễu gộp.

- Biến phụ thuộc: Yit là chỉ số lợi nhuận (ROA, ROE).         

3.4. Kết quả kiểm định

Kiểm định Hausman: Thực hiện chạy mô hình Fixed Effects (FEM) và mô hình Random (REM), kết hợp việc thực hiện kiểm định Hausman. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Prob > chi2 = 0.000 có nghĩa là P-value = 0.000 < 0.05 nên nghiên cứu này lựa chọn mô hình FEM là phù hợp để đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL.

Kiểm định phương sai số thay đổi: Sử dụng kiểm định Wald và kết quả cho thấy Prob > chi2 = 0.0000 đều xuất hiện ở hai mô hình ROA và mô hình ROE. Để khắc phục cho hiện tượng phương sai số thay đổi xảy ra, nghiên cứu đã được khắc phục bởi lệnh Robust.

Kiểm định tương quan chuỗi: Sử dụng kiểm định Wooldridge với lệnh xtserial, kết quả kiểm định cho thấy giá trị của mô hình ROA với Prob > F =  0.1958 > 0.10  và mô hình ROE với Prob > F =  0.1882 > 0.10, nghĩa là cả 2 mô hình nghiên cứu đều không có hiện tượng tương quan chuỗi.

Kiểm định đa cộng tuyến: Sử dụng kiểm định Collin cho 2 mô hình, kết quả cho thấy, các biến độc lập của 2 mô hình đều đạt giá trị VIF < 10, nên cả 2 mô hình nghiên cứu đều không có hiện tượng đa cộng tuyến.

3.5. Kết quả nghiên cứu

3.5.1. Kết quả mô hình Fixed Effects FEM của ROA

Bảng 1. Kết quả mô hình FEM của ROA

R-sq= 0.6960

Kết quả mô hình FEM của ROA

Nguồn: Tác giả thực hiện

Kết quả tại Bảng 1 cho thấy hệ số Coef. của các biến tương ứng với mức ý nghĩa của giá trị P-value: P > |t| < 0.05 (tương ứng 95%) nên phương trình của mô hình FEM được đo lường bởi ROA có dạng tổng quát:

ROAit = -0.00000531*X1i1 - 0.0942281*X2i2 - 8.054558*X3i3 + 0.0278091*X4i4 + wit (1)

Giá trị P-value: P > |t| < 0.05 cho thấy có 4 biến có ý nghĩa 95% bao gồm: QMTTS, TLNOXAU, HQCP, GDP. Điểm nổi bật của mô hình này, có 3 biến độc lập đạt giá trị P > |t| = 0.000 (tương ứng với mức ý nghĩa đạt 99,9% của kết quả mô hình này) bao gồm: QMTTS, TLNOXAU và HQCP. Hơn nữa, biến độc lập QMTTS với hệ số  Coef. = -0.00000531, trái ngược với giả định lý thuyết. Tuy nhiên, hệ số Coef. của QMTTS đạt giá trị âm rất nhỏ nên không làm ảnh hưởng đến quy mô tổng tài sản của các QTDND trong quá trình hoạt động. Tiếp đến, 2 biến độc lập: TLNOXAU với hệ số Coef. = -0.0942281 và HQCP với hệ số Coef. = -8.054558, đều phù hợp với giả định lý thuyết. Cuối cùng, biến độc lập GDP đạt giá trị       P > |t| = 0.02 tương ứng mức ý nghĩa của mô hình nghiên cứu đạt 98% với hệ số Coef. = 0.0278091 phù hợp với giả định lý thuyết.

Kết quả mô hình nghiên cứu FEM được đo lường bởi ROA còn cho thấy R-Square đạt giá trị 0.6960, điều này có nghĩa là mô hình nghiên cứu này chịu sự thay đổi của R-Square với giá trị tương ứng là 69,6% thông qua 7 biến độc lập của mô hình này.

3.5.2. Kết quả mô hình Fixed Effects FEM của ROE

Bảng 2. Kết quả mô hình (FEM) của ROE

R-sq= 0.7296 

Kết quả mô hình (FEM) của ROE

Nguồn: Tác giả thực hiện

Kết quả tại Bảng 2 cho thấy, hệ số Coef của các biến tương ứng với mức ý nghĩa của giá trị P-value vì giá trị P > |t| < 0.05 (tương ứng 95%) nên phương trình của mô hình FEM được đo lường bởi ROE có dạng tổng quát:

ROEit = -0.0000442*X1i1 + 1.520748*X2i2 - 0.9312019*X3i3 - 106.847*X4i4 + 0.3062431*X5i5 + wit                     (2)

Giá trị P-value: P > |t| < 0.05 cho thấy có 5 biến có ý nghĩa 95% bao gồm: QMTTS, TLVCSH, TLNOXAU, HQCP, GDP. Điểm nổi bật là mô hình này có 3 biến độc lập đạt giá trị P > |t| = 0.00 (tương ứng với mức ý nghĩa đạt 99,9% của mô hình) đó là: TLVCSH, TLNOXAU và HQCP. Đây là 3 biến độc lập có ý nghĩa quan trọng đến chỉ số lợi nhuận được đo lường bởi ROE. Biến độc lập TLVCSH ngoài đạt giá trị P > |t| = 0.00 (tương ứng với mức ý nghĩa đạt 99,9%) mà hệ số Coef. = 1.520748 phù hợp với lý thuyết giả định.

Tiếp theo, có 2 biến độc lập là TLNX với hệ số Coef. = -0.9312019 và HQCP với hệ số Coef. = -106.847, đều phù hợp với giả định lý thuyết. Tiếp đến, kết quả mô hình này còn có sự tác động của 2 biến độc lập: QMTTS với giá trị P > |t| = 0.02, tương ứng với mức ý nghĩa là 98% và biến độc lập GDP với giá trị P > |t| = 0.03 tương ứng với mức ý nghĩa là 97% biến độc lập QMTTS. Điều chú ý, hệ số Coef. cu­a QMTTS = -0.0000442, ngược lại với giả định lý thuyết; nhưng hệ số Coef của QMTTS rất thấp nên cũng không làm ảnh hưởng đến tỷ lệ vốn chủ sở hữu của các QTDND trong quá trình hoạt động. Còn lại, hệ số Coef. của biến độc lập GDP = 0.3062431, phù hợp với giả định lý thuyết.

Kết quả mô hình nghiên cứu FEM được đo lường bởi ROE còn cho thấy R-Square đạt giá trị 0.7296, điều này có nghĩa mô hình nghiên cứu này chịu sự thay đổi của R-Square với giá trị tương ứng là 72,96% thông qua 7 biến độc lập của mô hình này.

4. Giải pháp cải thiện chỉ số lợi nhuận của các QTDND trên địa bàn ĐBSCL trong thời gian tới

4.1. Đối với nợ xấu

- Cán bộ tín dụng tăng cường khả năng thu thập khai thác thông tin của khách hàng một cách đầy đủ chính xác.

- Chấp hành nghiêm khuyến cáo và luôn đảm bảo kiểm soát về tỷ lệ nợ xấu trong hạn mức quy định của Ngân hàng Nhà nước.

- Thực hiện nghiêm túc, thường xuyên công tác thanh tra, kiểm soát trước, trong và sau khi vay của khách hàng và giáo dục nâng cao đạo đức nghề nghiệp cho cán bộ tín dụng.

4.2. Đối với hiệu quả chi phí

- Hạn chế chi phí ở mức chi phí cao trong những hoạt động về tập huấn đào tạo đại trà, hoạt động giao tế từ những tổ chức có liên quan và áp dụng mức lãi suất đầu ra ưu đãi đối với khách hàng có phương án sản xuất - kinh doanh khả thi.

- Tăng cường ứng dụng công nghệ tronghoạt động quản lý nợ, mở rộng thêm dịch vụ thu phí và hạn chế nợ xấu phát sinh làm gia tăng chi phí quản lý và chi phí trích lập dự phòng rủi ro tín dụng.

4.3. Đối với quy mô tổng tài sản

- Linh hoạt mức lãi suất cho vay và đa dạng hóa hình thức thanh toán cho từng đối tượng khách hàng phù hợp với nhu cầu thực tế.

- Lập kế hoạch cân đối và linh hoạt điều chỉnh phù hợp thực tế đối với các hoạt động tạo lập tổng tài sản và đảm bảo các chỉ tiêu an toàn trong hoạt động tại các QTDND.

4.4. Đối với tỷ lệ vốn chủ sở hữu

- Lập kế hoạch chiến lược kinh doanh phù hợp tình hình thực tế, chú trọng đến khách hàng gửi tiền tiết kiệm và đạng dạng hóa các phương thức huy động vốn với nhiều kỳ hạn khác nhau.

- Gia tăng số lượng thành viên tham gia về cả số lượng và chất lượng. Hơn nữa, nên sử dụng hiệu quả vốn tự có và vốn dự trữ theo hướng tính cực và gia tăng tỷ trọng dư nợ cho vay đối với khách hàng an toàn với lãi suất phù hợp.

4.5. Đối với tăng trưởng kinh tế

- Áp dụng linh hoạt mức lãi suất đầu ra ưu đãi cho khách hàng có phương án sản xuất - kinh doanh khả thi, góp phần cải thiện thu nhập và tạo thêm công ăn việc làm ổn định cho người dân địa phương.

- Phối hợp thường xuyên với các cơ quan chức năng và chính quyền địa phương hỗ trợ thêm hoạt động phi tài chính: thông tin thị trường, khí hậu, ứng dụng công nghệ kỹ thuật tiên tiến trong hoạt động sản xuất, kinh doanh…

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

  1. Bộ Chính trị (2000), Chỉ thị số 57-CT/TW, ngày 10 tháng 10 về việc củng cố, hoàn thiện và phát triển Hệ thống Quỹ tín dụng nhân dân.
  2. Thủ tướng Chính phủ (1997), Quyết định số 390/1997/TTg, ngày 27 tháng 7 về việc triển khai Đề án thí điểm Quỹ tín dụng nhân dân.
  3. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2010), Thông tư số 13/2010/TT-NHNN ngày 20/5/2010 về Quy định về các tỷ lệ bảo đảm an toàn trong hoạt động của tổ chức tín dụng.
  4. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2013), Thông tư số 02/2013/TT-NHNN ngày 21 tháng 01 năm 2013 về Quy định về phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phòng rủi ro.
  5. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2015), Thông tư 04/2015/TT-NHNN ngày 31 tháng 03 năm 2015 về Quy định Quỹ tín dụng nhân dân.
  6. Lê Quốc Thọ (2019), Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các Quỹ tín dụng nhân dân tại tỉnh Lâm Đồng. Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh, TP. Hồ Chí Minh.
  7. Davydenko, Antonina. (2011). Determinants of Bank Profitability in Ukraine. Undergraduate Economic Review, 7 (1, Article 2), 1-30.
  8. Muhammad Sajid Saeed. (2014). Bank-related, Industry-related and Macroeconomic Factors Affecting Bank Profitability: A Case of the United Kingdom. Research Journal of Finance and Accounting, 5(2), 42-50.

FACTORS AFFECTING THE PROFITABILITY INDICATORS

OF PEOPLE'S CREDIT FUNDS IN THE MEKONG DELTA

• NGUYEN THAI MY ANH

Faculty of Economics - Law, Tra Vinh University

ABSTRACT:

This study analyzed the factors affecting the profitability indicators of people's credit funds in the Mekong Delta. This study used secondary data collecting from  people's credit funds and branches of the State Bank of Vietnam in Long An, Tien Giang, Soc Trang and Tra Vinh provinces over the period from 2015 to 2019. The quantitative research method and Stata 13 were used to measure the factors affecting the profitability indicators. Based on the studys results, some solutions are proposed to improve the profitability of people's credit funds in the Mekong Delta in the coming time.

Keywords: profitability indicator, People's Credit Fund, the Mekong Delta.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 14, tháng 6 năm 2021]