Đánh giá tình hình tiếp cận tài chính vi mô của Việt Nam thông qua mối quan hệ giữa mức độ tiếp cận và tính bền vững

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:7

Thêm vào BST

Báo xấu

21
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tài chính vi mô được biết đến như một công cụ hữu hiệu trong việc chống lại đói nghèo, tăng thu nhập cho những người có thu nhập thấp ở các quốc gia đang phát triển. Bài viết trình bày đánh giá tình hình tiếp cận tài chính vi mô của Việt Nam thông qua mối quan hệ giữa mức độ tiếp cận và tính bền vững

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Đánh giá tình hình tiếp cận tài chính vi mô của Việt Nam thông qua mối quan hệ giữa mức độ tiếp cận và tính bền vững

Chính sách & thị trường tài chính - tiền tệ Đánh giá tình hình tiếp cận tài chính vi mô của Việt Nam thông qua mối quan hệ giữa mức độ tiếp cận và tính bền vững Đặng Thu Thủy Tài chính vi mô (TCVM) được biết đến như một công cụ hữu hiệu trong việc chống lại đói nghèo, tăng thu nhập cho những người có thu nhập thấp ở các quốc gia đang phát triển. Hiệu quả hoạt động của một tổ chức TCVM được đánh giá dựa trên hai khía cạnh: Mức độ tiếp cận cộng đồng và tính bền vững. Các tổ chức TCVM cần hoạt động tự vững nếu như muốn mở rộng hướng tiếp cận hơn nữa trong việc cung ứng các sản phẩm dịch vụ tài chính tới nhiều phân khúc khách hàng. Bên cạnh đó, độ sâu của tiếp cận cũng có ảnh hưởng lớn đến tính bền vững trong tài chính của tổ chức TCVM. Có thể thấy mối quan hệ tương quan tích cực giữa mức độ tiếp cận và tính tính bền vững trong một tổ chức TCVM. Từ khóa: Mức độ tiếp cận, tự mở rộng được cơ sở khách hàng, hướng tiếp cận đến người nghèo. vững về tài chính, tổ chức tài giảm thiểu chi phí hành chính Trong mô hình nghiên cứu của chính vi mô, Việt Nam bình quân trên một khách hàng. mình, tác giả sử dụng số liệu Theo Zeller (2002) “Mở rộng tiếp của 31 tổ chức TCVM đang hoạt 1. Giới thiệu cận sẽ giúp tạo ra sự bền vững tài động tại Việt Nam, dùng mô hình chính, vì mức độ tiếp cận khách nghiên cứu tại một thời điểm, ối với các tổ chức TCVM hàng càng tăng, theo nguyên lý năm 2014 và sử dụng phương (một loại hình tổ chức tài kinh tế quy mô, sẽ làm giảm chi pháp phân tích hồi quy bình quân chính đặc thù), hai khía phí giao dịch và giúp tổ chức bền nhỏ nhất để đánh giá khả năng cạnh mức độ tiếp cận và tính vững tài chính”. Tuy nhiên, hoạt tiếp cận TCVM và khả năng tự bền vững có mối liên hệ chặt chẽ, động của một tổ chức TCVM đạt vững về hoạt động của các tổ qua lại với nhau. Tính bền vững được cả hai mục tiêu trên là một chức này, qua đó đánh giá tổng là cơ sở tiền đề để các tổ chức điều lý tưởng trong thực tế. Hệ thể tình hình tiếp cận TCVM của TCVM mở rộng tiếp cận và khi thống TCVM tại Việt Nam muốn ngành TCVM tại Việt Nam (Bảng mở rộng tiếp cận thì các tổ chức đạt được mục tiêu mở rộng tiếp 1). Số liệu được sử dụng đến từ TCVM có thể đảm bảo được khả cận cần trung hòa mục tiêu lợi hai nguồn chính (i) Mix market năng bền vững về tài chính do nhuận cũng như tăng cường nhiều và (ii) CMFWG. 52 SỐ 176+177 - THÁNG 1&2.2017
Bảng 1. Thống kê mô tả của 31 tổ chức TCVM tại Việt Nam BORRO- AVERA- GROW- OPERA- OSS AGE DEPOSIT PAR WER GE TH TION No.of Observa- 31 31 31 31 31 31 31 31 tions Mean 132.8065 0.877419 2414.154 0.555806 31.41742 13.20645 0.262258 0.581935 Median 126.0000 0.700000 43.21000 0.250000 26.14000 12.40000 0.170000 0.020000 Maximum 200.0000 2.300000 68630.42 7.870000 126.4100 29.60000 0.980000 5.680000 Minimum 70.00000 0.200000 1.300000 0.080000 6.430000 2.500000 0.000000 0.000000 Std. Dev. 29.17010 0.671173 12299.50 1.375899 30.91151 6.004439 0.254280 1.197721 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) 2. Mô hình và dữ liệu Thời gian hoạt động của tổ chức 2.1. Phương trình hồi quy (năm), các chỉ số tiếp cận và Mô hình về mối quan hệ giữa phương pháp đo lường hiệu quả Theo nghiên cứu, tác giả sẽ sử mức độ tiếp cận và tính bền vững là ba loại biến số độc lập có thể dụng phương trình hồi quy để của tổ chức TCVM do Christen ảnh hưởng đến tính bền vững của phân tích như sau: và các cộng sự (1995) và Thys tổ chức TCVM. Nghiên cứu về Yi = β0 + β1X1i + β2X2i + β3X3i + (2000) phát triển sử dụng phương độ tiếp cận, tác giả sẽ sử dụng hai β4X4i + β5X5i + β6X6i + β7X7i + βi pháp phân tích hồi quy bình quân biến số quan trọng để đo lường (1) nhỏ nhất (OLS). Sau đó, mô hình đó là (i) số lượng khách hàng vay Trong đó, này đã được Olivares Palanco (độ rộng tiếp cận) và (ii) giá trị Yi : OSS của tổ chức TCVM thứ (2005) kiểm định lại và khẳng khoản vay trung bình trên một i (%) định tính bền vững có ảnh hưởng khách hàng (độ sâu của tiếp cận). β0 : Hệ số chặn đến mức độ tiếp cận của tổ chức Còn phương pháp đo lường hiệu βn : Hệ số tương quan giữa biến TCVM, bên cạnh đó còn có các quả, sẽ có bốn biến số được sử phụ thuộc thứ i và biến độc lập tác nhân khác cũng ảnh hưởng dụng đó là (i) tốc độ tăng trưởng tương ứng. đến mức độ tiếp cận là loại hình của tổng dư nợ, (ii) tỷ lệ chi phí X1i : Thời gian hoạt động của tổ tổ chức TCVM, thời gian hoạt hoạt động, (iii) tiền gửi/tổng dư chức TCVM thứ i (năm/10) động, độ rộng tiếp cận, khả năng nợ và (iv) danh mục đầu tư rủi ro X2i : Số lượng khách hàng vay cạnh tranh, giới tính khách hàng > 30 ngày. của tổ chức TCVM thứ i (#/100) và phương pháp cấp tín dụng. Các giả thuyết nghiên cứu được X3i : Giá trị khoản vay trung bình Trong nghiên cứu này, khả năng tác giả đưa ra dựa theo các trên một khách hàng của tổ chức tự vững hoạt động (OSS) được nguyên lý về lý thuyết đối với TCVM thứ i ($US/1.000) sử dụng như một biến số đối với khả năng tiếp cận cũng như sự X4i : Tốc độ tăng trưởng của tổng tính bền vững và được coi như bền vững của các tổ chức TCVM. dư nợ của tổ chức TCVM thứ i giá trị phụ thuộc đối với mô hình. (%) Bảng 2. Giả thiết với mô hình hồi quy khả năng tự vững hoạt động Biến Mối quan hệ với khả năng tự vững hoạt động Năm hoạt động + Số lượng khách hàng + Giá trị khoản vay trung bình trên một khách hàng + Tốc độ tăng trưởng của tổng dư nợ + Tỷ lệ chi phí hoạt động + Tiền gửi/tổng dư nợ - Danh mục đầu tư rủi ro > 30 ngày - Trong đó, (+) là quan hệ cùng chiều, (-) là quan hệ ngược chiều Nguồn: Theo nghiên cứu của tác giả (2016) THÁNG 1&2.2017 - SỐ 176+177 53
Bảng 3. Giả thuyết cho các biến của mô hình Loại Biến độc lập Thiết lập giả thuyết Cơ sở trích dẫn Thời gian Christen (1995), Ho: Age không có mối liên hệ với OSS hoạt động Năm hoạt động (Age) Olivares-Polanco H1: Age có mối liên hệ với OSS của tổ chức (2005) Số lượng khách hàng Ho: NAB không có mối liên hệ với OSS Schreiner (2001), (NAB) H1: NAB có mối liên hệ với OSS Legerwood (1999), Độ tiếp cận Giá trị khoản vay trung Paxton và Cuevas Ho: ALB không có mối liên hệ với OSS bình trên một khách (1998) Crawford, H1: ALB có mối liên hệ với OSS hàng (ALB) Skully và Tripe (2011) Tốc độ tăng trưởng của Ho: GGLP không có mối liên hệ với OSS SEEP Network và tổng dư nợ (GGLP) H1: GGLP có mối liên hệ với OSS Calmeadow (1995) Legerwood (1999), Tỷ lệ chi phí hoạt động Ho: OER không có mối liên hệ với OSS Crawford, Skully và Tính hiệu (OER) H1: OER có mối liên hệ với OSS Tripe (2011) quả Tiền gửi/tổng dư nợ Ho: DGLP không có mối liên hệ với OSS SEEP Networl và (DGLP) H1: DGLP có mối liên hệ với OSS Calmeadow (1995) Danh mục đầu tư rủi ro Ho: PAR không có mối liên hệ với OSS Legerwood (1999) > 30 (PAR>30) H1: PAR có mối liên hệ với OSS Trong đó, H9: Giả thiết gốc và H1: Giả thiết đối X5i : Tỷ lệ chi phí hoạt động của (iii) Bền vững: Tốc độ tăng và phụ thuộc. Khi đó dựa vào dấu tổ chức TCVM thứ i (%) trưởng của tổng dư nợ, tỷ lệ chi của hệ số β ước lượng được để X6i : Tiền gửi/tổng dư nợ của tổ phí hoạt động, tiền gửi/tổng dư xem xét sự tương quan trên là chức TCVM thứ i (%) nợ và danh mục đầu tư rủi ro > dương hay âm. X7i : Danh mục đầu tư rủi ro > 30 ngày. Chất lượng của số liệu: Để đảm 30 ngày của tổ chức TCVM thứ Quy tắc ra quyết định sẽ dựa bảo các giả thiết của mô hình i (%) theo: được thỏa mãn, cần kiểm định βi : Sai số ngẫu nhiên Nếu P value > 10%  không có tính đa cộng tuyến của mô hình, Thiết lập giả thuyết, tác giả chia cơ sở bác bỏ H0 tức là không có biến độc lập nào các biến độc lập thành 3 nhóm: Nếu P value < 10%  bác bỏ H0 tương quan với các biến độc lập (i) Quy mô tổ chức: Số năm hoạt Nếu như giá trị P value thấp hơn khác, cụ thể: động của tổ chức mức ý nghĩa kiểm định thì khi đó H0 : Không có mối tương quan (ii) Độ tiếp cận: Số lượng khách ta kết luận là biến cần kiểm định giữa Xi và Xj hàng và giá trị khoản vay trung có ý nghĩa thống kê và có quan H1 : Có tương quan giữa Xi và Xj bình trên một khách hàng hệ tương quan giữa biến độc lập Nếu P value > 10%  không có Bảng 4. Phân tích hồi quy 1 (sơ bộ) Biến số Hệ số ước lượng Thống kê t P Kí hiệu (variable) (coefficient) (t-staticstic) value Hệ số chặn C 158.2564 8.658457* 0.0000 Năm hoạt động Age 6.575507 0.851205 0.4034 Số lượng khách hàng Borrower - 0.000675 -1.634831 0.1157 Giá trị khoản vay trung bình trên một khách hàng Avarage - 10.27219 -2.172896** 0.0403 Tốc độ tăng trưởng của tổng dư nợ Growth 0.094393 0.530231 0.6010 Tỷ lệ chi phí hoạt động Operation - 2.415656 -2.719483** 0.0122 Tiền gửi/tổng dư nợ Deposit - 4.237034 -0.188697 0.8520 Danh mục đầu tư rủi ro > 30 ngày Par 10.59832 2.616190** 0.0154 * Có ý nghĩa ở mức 10% ** Có ý nghĩa ở mức 5% ***: Có ý nghĩa ở mức 1% Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) 54 SỐ 176+177 - THÁNG 1&2.2017
Bảng 5. Sự thích ứng với mô hình (sơ bộ) R-Square Adjusted R-Squared F statistic P value 0.471422 0.310551 2.93043 0.02398 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) Bảng 6. Phân tích hồi quy 2 (cuối) Biến số Hệ số ước lượng Thống kê t P Kí hiệu (variable) (coefficient) (t-staticstic) value Hệ số chặn C 159.5326 13.11014* 0.0000 Giá trị khoản vay trung bình trên một khách hàng Avarage - 8.693861 -2.459738** 0.0206 Tỷ lệ chi phí hoạt động Operation - 2.130715 -2.695363** 0.0120 Danh mục đầu tư rủi ro > 30 Par 10.73159 2.812738** 0.0090 * Có ý nghĩa ở mức 10% ** Có ý nghĩa ở mức 5% ***: Có ý nghĩa ở mức 1% Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) Bảng 7. Sự thích ứng với mô hình (cuối) R-Square Adjusted R-Squared F statistic P value 0.371135 0.301261 5.311488 0.005226 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) Bảng 8. Mô hình hồi quy phụ (cuối) Hồi quy phụ Biến độc lập Biến phụ thuộc 1 Biến phụ thuộc 2 F –statistic Mô hình 1 Operation Avarage Par 1.91546 Mô hình 2 Avarage Par Operation 2.706253 Mô hình 3 Par Operation Avarage 0.751607 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) Bảng 9. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi (Heteroscedasticity test) Criteria Value P value F-statistic 0.427652 0.853179 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) cơ sở bác bỏ H0 hình, tác giả tiến hành kiểm định mô hình. Nếu p value < 10%  bác bỏ H0 tính đa cộng tuyến. Khi thực hiện hồi quy phụ của từng biến độc (i) Kiểm định phương sai sai số 2.2. Kết quả của mô hình lập với các biến độc lập còn lại, thay đổi (Heteroscedasticity test) kết quả cho thấy mô hình không Sử dụng White test để kiểm định Tác giả đưa ra mô hình hồi quy có đa cộng tuyến (mức ý nghĩa α tính đa cộng tuyến liệu có tồn tại sơ bộ cho kết quả như Bảng 4. = 0,05). trong mô hình, đặt: Bảng 4 và 5 cho thấy chỉ có 3 Bảng 8 cho thấy, P value> 0,05, H0: Không có phương sai sai số biến độc lập ảnh hưởng đến biến nên từng biến độc lập không phụ thay đổi phụ thuộc. Bỏ các biến không có thuộc vào các biến độc lập còn H1: Có phương sai sai số thay đổi ý nghĩa ra khỏi mô hình và ước lại. Vì vậy, sẽ không xuất hiện Nếu P value> 0.05 thì bác bỏ H1 lượng lại cho thấy, mô hình sau các vấn đề về đa cộng tuyến làm và kết luận không có phương sai khi bỏ các biến không có ý nghĩa nhiễu kết quả của mô hình. Mô sai số thay đổi (không có tác động đến biến độc hình cũng đã vượt qua ba kiểm Nếu P value< 0.05 thì bác bỏ H0 lập thống kê t hay các biến tương định: (i) Kiểm định phương sai và kết luận có phương sai sai số ứng không có ý nghĩa thống kê ở sai số thay đổi, (ii) kiểm định thay đổi. mức 5%). tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên, Phương trình White test được Để đảm bảo độ chính xác của mô (iii) kiểm định về sự ổn định của viết dưới dạng: THÁNG 1&2.2017 - SỐ 176+177 55
Bảng 10. Kết quả kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên (Normality test) Jarque-Bera P value 4.161948 0.124809 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) Bảng 11. Kiểm định về sự ổn định của mô hình (Stability test) F-statistic P value 1.942431 0.17504 Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) OSS = C Avarage Avarage2 là 0,124809> 0,05 và kết luận Trong số 7 biến được đưa vào Operation Operation2 Par Par2 rằng sai số ngẫu nhiên tuân theo mô hình định lượng để kiểm định OSS = α0 + α1Avarage + phân phối chuẩn, vì vậy không thì có 3 biến (số liệu) có ý nghĩa α2Avarage2 + α3Operation + thể xảy ra vấn đề đa cộng tuyến thống kê ở mức 5%, đó là (i) giá α4Operation2 + α5Par + α6Par2 + Ɛ. trong mô hình. trị khoản vay trung bình trên một Kết quả cho thấy, P value là khách hàng, (ii) tỷ lệ chi phí hoạt 0,853179> 0,05 và kết luận rằng (iii) Kiểm định về sự ổn định của động và (iii) danh mục đầu tư rủi không có phương sai sai số thay mô hình (Stability test) ro > 30 ngày. Tác giả đưa ra bảng đổi trong mô hình, vì vậy không Sử dụng Ramsey Reset test để đối chiếu giả thiết và kết quả sau thể có xảy ra vấn đề đa cộng kiểm định về sự ổn định của mô khi chạy mô hình hồi quy (Bảng tuyến. hình. Kiểm định này nhằm xem 12). xét mô hình có bỏ sót biến không. Theo kết quả của mô hình hồi (ii) Kiểm định tính chuẩn của sai H0: Mô hình không bỏ sót biến quy thì giá trị khoản vay trung số ngẫu nhiên (Normality test) H1: Mô hình bỏ sót biến bình trên mỗi khách hàng sẽ tỷ Sử dụng Jarque-Bera để kiểm Nếu P value > 0,05 thì không bác lệ nghịch với OSS, hay nói cách định tính đa cộng tuyến liệu có bỏ H0 và kết luận mô hình không khác, giá trị khoản vay trung tồn tại trong mô hình, đặt: bỏ sót biến bình trên mỗi khách hàng và H0: Sai số ngẫu nhiên tuân theo Nếu P value < 0,05 thì bác bỏ H0 OSS có mối quan hệ ngược chiều phân phối chuẩn và không bác bỏ H1. nhau. Giá trị khoản vay này có ý H1: Sai số ngẫu nhiên không tuân Theo nghiên cứu, kết quả P value nghĩa về mặt thống kê ở mức 5% theo phân phối chuẩn là 0,17504> 0,05 và kết luận rằng đạt 10,27%. Điều này có nghĩa Nếu P value> 0.05 thì không mô hình không bỏ sót biến, vì rằng khi giá trị khoản vay trung bác bỏ H0 và kết luận sai số ngẫu vậy không thể có xảy ra vấn đề bình trên mỗi khách hàng của tổ nhiên tuân theo phân phối chuẩn. đa cộng tuyến trong mô hình. chức TCVM tăng 1.000 USD thì Nếu P value< 0.05 thì bác bỏ H0 OSS của tổ chức đó sẽ giảm đi và không bác bỏ H1. 3. Phân tích kết quả của mô 10,27%. Khác với nhiều nghiên Theo nghiên cứu, kết quả P value hình cứu khác trên thế giới, tỷ lệ này Bảng 12. Bảng đối chiếu giả thiết với kết quả của mô hình hồi quy Biến Giả thiết Kết quả hồi quy Năm hoạt động + + Số lượng khách hàng + - Giá trị khoản vay trung bình trên một khách hàng + - Tốc độ tăng trưởng của tổng dư nợ + + Tỷ lệ chi phí hoạt động + - Tiền gửi/tổng dư nợ - - Danh mục đầu tư rủi ro > 30 ngày - + Trong đó, (+) là quan hệ cùng chiều, (-) là quan hệ ngược chiều Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả (2016) 56 SỐ 176+177 - THÁNG 1&2.2017
thường có mối quan hệ cùng muốn giảm mức chi phí hoạt tốc độ tăng trưởng của tổng dư nợ chiều nhưng với đặc thù của bộ động tối đa để có thể gia tăng tỷ và tiền gửi trên tổng dư nợ không số liệu tại Việt Nam, hoàn cảnh lệ OSS. Chính việc các tổ chức đạt được mức ý nghĩa thống kê cũng như điều kiện của tổ chức TCVM hoạt động bền vững hay định lượng nhưng chắc vẫn có TCVM, nên giá trị khoản vay có thể hoạt động tự vững sẽ giúp ảnh hưởng ít nhiều đến khả năng trung bình trên mỗi khách hàng tổ chức mở rộng mức độ tiếp cận tiếp cận cũng như tự vững của tổ của các tổ chức TCVM có mối tới khách hàng, giúp họ phát triển chức TCVM. Số năm hoạt động quan hệ ngược chiều. Thực tiễn hoạt động kinh doanh, ổn định của các tổ chức TCVM tại Việt hoạt động TCVM tại Việt Nam cuộc sống và từng bước XĐGN Nam sẽ khó đạt được mức thống nguồn vốn cho vay thường bị hiệu quả. Có thể nói, mức độ bền kê chính xác vì có nhiều tổ chức, hạn chế do khả năng huy động vững của tổ chức có liên quan chương trình TCVM hoạt động vốn của các tổ chức này cũng mật thiết đến khả năng tiếp cận trước một thời gian rồi mới bắt như quy định hạn chế huy động đến khách hàng của tổ chức đó. đầu tiến hành hoạt động báo cáo. vốn/ giới hạn cho vay của cơ Theo kết quả tính toán của mô Tương tự như vậy, có khá nhiều quan quản lý. Do đó, với mỗi hình, danh mục đầu tư rủi ro> 30 chương trình, dự án TCVM sau khoản vay có giá trị lớn hơn có ngày tỷ lệ thuận với OSS hay nói khi hoàn tất mới tiến hành báo thể làm phát sinh nhiều chi phí cách khác danh mục đầu tư rủi cáo. Chính việc báo cáo không tài chính và quản trị hơn lợi ro> 30 ngày có mối quan hệ cùng đồng nhất sẽ không đảm bảo tính nhuận thu về từ khoản cho vay chiều với OSS. Danh mục rủi ro chính xác của số liệu nên khó có này. Cụ thể, các tổ chức TCVM này có nghĩa về mặt thống kê ở thể đánh giá với mức độ trưởng Việt Nam sẽ phải trả nhiều hơn mức 5% đạt 10,59%. Điều này thành của tổ chức. để có được vốn tài trợ cho các có ý nghĩa rằng khi danh mục Bên cạnh đó, số lượng khách khoản vay lớn hơn (chi phí vốn đầu tư rủi ro> 30 ngày tăng thêm hàng thường được các tổ chức tăng). Với trình độ và phân khúc 1% thì OSS sẽ tăng thêm tương TCVM Việt Nam thống kê tăng khách hàng của TCVM, cán bộ ứng là 10,59%. Tương tự như lên để nhằm tăng quy mô hoạt của tổ chức TCVM không đủ các tổ chức TCVM trên thế giới, động của tổ chức hay việc báo trình độ để thẩm định, tư vấn cho các tổ chức TCVM Việt Nam sẽ cáo của từng tổ chức không theo những dự án có giá trị lớn, phải tính phạt nợ quá hạn nếu khách mẫu chuẩn hay không tính thực thuê thẩm định, phát sinh thêm hàng không trả nợ đúng hạn. Tuy sự đến số lượng khách hàng đang chi phí. Hơn nữa với phân khúc nhiên, đối với khách hàng của thực hiện vay vốn chính thức. khách hàng là người nghèo, trình các tổ chức TCVM Việt Nam Chính việc tính toán không thống độ sản xuất thấp nên việc cho vay vốn ở vùng nông thôn, vùng sâu nhất tại mỗi tổ chức sẽ làm bộ số những khoản lớn chưa chắc đã vùng xa, với bản chất thật thà và liệu không đủ tốt để có thể tìm ra giúp họ thoát nghèo mà trái lại, đề cao lòng tự trọng, nhất là khi mối quan hệ giữa số lượng khách có thể gây rủi ro thua lỗ, không các tổ chức TCVM thực hiện cho hàng với OSS cũng như với khả trả được nợ. Đây có thể là những vay theo tổ nhóm sẽ thúc đẩy ý năng tiếp cận TCVM của các tổ nguyên nhân khiến giá trị khoản thức trả nợ của người dân, dù nợ chức tới khách hàng. vay trung bình trên mỗi khách quá hạn cũng luôn cố gắng trả Các tổ chức TCVM tại Việt Nam hàng tỷ lệ nghịch với OSS của nợ chứ không trốn nợ. Chính vì vẫn có thể trung hòa cũng như các tổ chức TCVM. vậy, các tổ chức TCVM có tỷ lệ cùng hướng tới hai mục tiêu cơ Tương tự như vậy, tỷ lệ chi phí nợ không có khả năng thu hồi bản (i) khả năng bền vững và (ii) hoạt động theo kết quả tính toán rất thấp, nếu có khoản cho vay khả năng tiếp cận. Trong ngắn của mô hình cũng có mối quan bị quá hạn trên 30 ngày (rủi ro> hạn, các tổ chức TCVM vẫn có hệ ngược chiều với OSS. Tỷ lệ 30 ngày tăng thêm) thì gần như thể phụ thuộc vào các khoản trợ chi phí hoạt động có ý nghĩa chắc chắn người vay sẽ cố gắng cấp, cho vay ưu đãi để tiếp tục về mặt thống kê ở mức 5% đạt thu xếp để trả nợ (theo lãi suất hướng đến đối tượng, phân khúc 2,4%. Điều này có nghĩa rằng phạt), làm tăng thu nhập của tổ khách hàng có thu nhập thấp. Tuy nếu tỷ lệ này tăng thêm 1% thì chức TCVM, nhiên, trong dài hạn, các tổ chức tỷ lệ OSS sẽ giảm 2,4%. Các tổ Mặc dù 4 biến còn lại là số năm TCVM cần huy động tiền gửi từ chức TCVM tại Việt Nam luôn hoạt động, số lượng khách hàng, phía khách hàng để giảm dần phụ THÁNG 1&2.2017 - SỐ 176+177 57
thuộc vào các khoản trợ cấp và khác nhau cũng như quan tâm đẩy những người có thu nhập các khoản vay từ các nhà tài trợ đến kinh nghiệm của tổ chức đi thấp vào cảnh nợ nần chồng chất. trong và ngoài nước, từ Chính trước. Do đó cần phải giáo dục tài chính phủ để từng bước hoạt động tự Không phải tất cả khách hàng cho người nghèo giúp họ cải vững. Các tổ chức TCVM có thể đều có nhu cầu vay vốn, nhưng thiện đời sống và dạy họ về tầm gia tăng khả năng tiếp cận thông nếu có khoản vay giá rẻ từ các quan trọng của tiết kiệm. Nâng qua việc đa dạng hóa các loại khoản trợ cấp thì khách hàng sẽ cao kiến thức tài chính song song hình sản phẩm dịch vụ hướng tới có xu hướng vay vốn nhiều hơn. với các hoạt động cho vay và tiết khách hàng. Bên cạnh đó, các tổ Việc gia tăng khối lượng khoản kiệm sẽ giúp người nghèo, người chức TCVM muốn duy trì mức vay không phản ánh nhu cầu có thu nhập thấp phát triển cuộc độ bền vững có thể đa dạng hóa thực của khách hàng với lãi suất sống và thoát nghèo bền vững. danh mục rủi ro bằng việc tiếp thị trường. Việc tiếp cận dễ dàng ■ cận nhiều tầng lớp khách hàng với nguồn tín dụng giá rẻ có thể Tài liệu tham khảo 1. Alex Counts (2008), “Small loan, big dreams”, Wiley Publisher. 2. Crawford, A.Skully, M and Tripe (2011). “Are profitable microfinance programs less efficient at reaching the poor?” A case study in Cambodia. 3. Ledgerwood, J. (1999), “Microfinance Handbook: An Institutional and Financial Perspective”, The World Bank. Washington. DC, Banco Mundial. MacIsaac, World Bank Publication 4. Oliver-Polanco, F. (2005). “Commercializing rural finance and deepening outreach: Empiric an evidence from Latin Ameri- can”, Central American Institute of Business Administration (INCAE). 5. Paxton, J. and C. Cuevas (1998) “Outreach and Sustainability of Member-based Rural Financial Intermediaries in Latin America: A Comparative Analysis” The World Bank, Sustainable Banking with the Poor: Washington DC. 6. Schreines, M (2001), “Seven aspects of loan size”. Journal of microfinance, vol 3, No2, pp27-47. 7. SEEP Network, Financial Services Working Group. (1995). “Financial ratio analysis of microfinance institution”. SEEP Network. Calmeadow. 8. Thys, D (2000), “Depth of outreach: Incidental outcome or conscious policy choice?” Thông tin tác giả Đặng Thu Thủy, Nghiên cứu sinh Đơn vị công tác: Học viện Ngân hàng Lĩnh vực nghiên cứu chính: Tài chính, Tài chính vi mô, Kinh tế quốc tế Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí Ngân hàng, Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng, Tạp chí Khoa học xã hội Việt Nam, Tạp chí Nghiên cứu Trung Quốc, Tạp chí Nghiên cứu Ấn Độ và Châu Á, Tạp chí Nghiên cứu Đông Nam Á, Tạp chí Nghiên cứu kinh tế. Email: thuy0183@gmail.com Summary Assessment of microfinance institutions’ outreach in Vietnam through the relationship between the outreach and sustainability Microfinance has been considered as a powerful instrument to fight poverty and create income opportunities for the low-income population, particularly in developing countries. As we know, the performance of microfinance institution is based on the two concepts, outreach and sustainability. The microfinance institutions indeed need to be self- sustaining if they are to achieve their outreach goal of providing financial services to the poor. Besides, the greater depth of outreach has then greatly influenced the financial sustainability of microfinance institutions. It also shows a positive correlation between outreach and financial sustainability in each microfinance institution. Key words: Outreach, sustainability, microfinance institution, Vietnam. Thuy Thu Dang, Fellows Banking Academy; (The field of research) Finance, microfinance, international economy; (Selected journals with published articles) Banking Review, Banking Science and Training Review, Vietnam Social Science, Chinese Studies Review, Vietnam Review for Indian and Asian Studies, Southeast Asian Studies, Journal of Economic Studies. Received: 05 December 2016 / Accepted: January 2017 58 SỐ 176+177 - THÁNG 1&2.2017