Tác động của cho thuê tài chính đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam
21/03/2024 1.508 lượt xem
Tóm tắt: Công ty cho thuê tài chính là tổ chức tài chính phi ngân hàng, đáp ứng vốn trung và dài hạn cho hoạt động sản xuất và kinh doanh, đầu tư máy móc thiết bị, phương tiện vận tải… dưới hình thức thuê tài chính. Bài viết tập trung phân tích, đánh giá tác động của cho thuê tài chính đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty cho thuê tài chính. Dữ liệu nghiên cứu được lấy từ 05 công ty cho thuê tài chính trực thuộc các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam, dữ liệu được thu thập theo từng quý từ quý I/2020 đến quý IV/2022. Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng bằng mô hình hồi quy tuyến tính bội thông qua phần mềm phân tích SPSS 22. Kết quả nghiên cứu cho thấy, cho thuê tài chính có tác động tích cực đối với hiệu quả hoạt động tài chính của các công ty cho thuê tài chính. Ngoài ra, các chỉ số tài chính khác được sử dụng trong nghiên cứu cũng có tác động đến kết quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc hệ thống NHTM Việt Nam. Cụ thể, quy mô và lợi nhuận có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh. Ngược lại, dư nợ tín dụng gây ra tác động tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh.
 
Từ khóa: Hiệu quả kinh doanh, NHTM, cho thuê tài chính.
 
THE IMPACT OF FINANCIAL LEASING ON THE BUSINESS PERFORMANCE OF FINANCIAL LEASING COMPANIES IN THE VIETNAMESE COMMERCIAL BANKING SYSTEM
 
Abstract: A financial leasing company is a non-bank financial institution, providing medium and long-term capital for production and business activities, investing in machinery and equipment, means of transportation, etc. in the form of financial leasing. The article focuses on analyzing and evaluating the impact of financial leasing on the business performance of financial leasing companies. Research data is taken from 05 financial leasing companies affiliated with commercial banks in Vietnam, data is collected quarterly from the first quarter of 2020 to the fourth quarter of 2022. The research uses quantitative methods using multiple linear regression models through SPSS 22 statistical analysis software. Research results show that financial leasing has a positive impact on the financial performance of financial leasing companies. In addition, other financial indicators used in the study also have an impact on the business results of financial leasing companies in the Vietnam commercial bank system. Specifically, scale and profits have a positive impact on business performance. On the contrary, outstanding credit causes a negative impact on business performance.
 
Keywords: Business performance, commercial banking, financial leasing.

1. Đặt vấn đề
 
Trên thế giới, điều kiện và sự phát triển của mỗi quốc gia là khác nhau nên hoạt động cho thuê tài chính cũng có những biến đổi khác nhau phù hợp với từng nền kinh tế. Vào năm 2007, Ủy ban Điều tiết ngân hàng Trung Quốc sửa đổi nội dung về biện pháp quản lí các công ty cho thuê tài chính theo hướng cho phép các NHTM tham gia vào lĩnh vực cho thuê tài chính. Sự phát triển mạnh mẽ của hoạt động cho thuê tài chính tại các công ty thuộc hệ thống NHTM Trung Quốc được xem là kết quả của nhu cầu vốn trong lĩnh vực tài chính. Tại Liên minh châu Âu (EU), báo cáo thống kê của Ngân hàng Thế giới và Ủy ban châu Âu cho thấy, cho thuê tài chính đóng góp tích cực vào tăng trưởng kinh tế. Hơn nữa, hoạt động cho thuê tài chính làm giảm rủi ro đối với bên cho vay vì tạo điều kiện thuận lợi cho việc thu hồi tài sản và đặt tài sản cho thuê thay vì sự tín nhiệm của bên đi vay làm nguồn trả nợ chính.
 
Ở Việt Nam, Nghị định số 64-CP của Chính phủ ngày 09/10/1995 ban hành Quy chế tạm thời về tổ chức và hoạt động của công ty cho thuê tài chính tại Việt Nam và Nghị định số 16/2001/NĐ-CP ngày 02/5/2001 của Chính phủ về tổ chức và hoạt động của công ty cho thuê tài chính được xem là khung pháp lí đầu tiên cho hoạt động thuê tài chính ở nước ta. Đến nay, pháp luật Việt Nam hiện hành có những quy định tương đối rõ ràng về hoạt động cho thuê tài chính ở các tổ chức tín dụng phi ngân hàng. Căn cứ theo Điều 472 Bộ luật Dân sự năm 2015, hợp đồng thuê tài sản là sự thỏa thuận giữa các bên, theo đó, bên cho thuê giao tài sản cho bên thuê để sử dụng trong một thời hạn, bên thuê phải trả tiền thuê. Dựa trên quy định tại khoản 4 Điều 120 Luật Các tổ chức tín dụng số 32/2024/QH15 và khoản 7 Điều 3 Nghị định 39/2014/NĐ-CP ngày 07/5/2014 của Chính phủ về hoạt động của công ty tài chính và công ty cho thuê tài chính, hoạt động cho thuê tài chính là một hình thức cấp tín dụng trung và dài hạn nhằm mục đích đầu tư mua sắm máy móc, thiết bị, các phương tiện vận chuyển phục vụ cho sản xuất, kinh doanh; trên cơ sở hợp đồng cho thuê tài chính phải thỏa mãn các điều kiện về chuyển quyền sở hữu hoặc quyền ưu tiên mua tài sản, thời hạn cho thuê tài sản và giá trị tài sản cho thuê. Theo đó:
 
“1. Khi kết thúc thời hạn cho thuê theo hợp đồng, bên thuê được nhận chuyển quyền sở hữu tài sản cho thuê hoặc tiếp tục thuê theo thỏa thuận của hai bên;
 
2. Khi kết thúc thời hạn cho thuê theo hợp đồng, bên thuê được quyền ưu tiên mua tài sản cho thuê theo giá danh nghĩa thấp hơn giá trị thực tế của tài sản cho thuê tại thời điểm mua lại;
 
3. Thời hạn cho thuê một tài sản phải ít nhất bằng 60% thời gian cần thiết để khấu hao tài sản cho thuê đó;
 
4. Tổng số tiền thuê một tài sản quy định tại hợp đồng cho thuê tài chính ít nhất phải bằng giá trị của tài sản đó tại thời điểm ký hợp đồng”.
 
Một công ty cho thuê tài chính sẽ hoạt động theo hình thức mua tài sản từ nhà cung cấp theo yêu cầu của doanh nghiệp và cá nhân kinh doanh. Sau đó, doanh nghiệp và cá nhân kinh doanh sẽ được thuê lại tài sản này để sử dụng cho mục đích sản xuất, kinh doanh. Về mặt bản chất, hoạt động cho thuê tài chính vừa là một hình thức cấp tín dụng, lại vừa mang tính chất của hợp đồng cho thuê tài sản. Theo đó, bên thuê có quyền chiếm hữu, sử dụng và định đoạt tài sản thuê như chủ sở hữu, đồng thời chịu các rủi ro và lợi ích gắn liền với tài sản thuê. Về phương thức thanh toán, doanh nghiệp và cá nhân kinh doanh sẽ tiến hành thanh toán tiền thuê tài sản định kì bao gồm cả gốc và lãi. Mức lãi suất thông thường được tính theo phương pháp dư nợ giảm dần. Khi kết thúc thời hạn thuê, công ty cho thuê tài chính sẽ chuyển giao quyền sở hữu tài sản cho doanh nghiệp và cá nhân kinh doanh.
 
Sau hơn 28 năm hình thành và phát triển, thị trường trong nước hiện có 10 công ty cho thuê tài chính đang hoạt động, trong đó có 06 công ty thuộc NHTM Nhà nước, 03 công ty có vốn đầu tư nước ngoài và 01 công ty trực thuộc NHTM. Trong số các công ty hoạt động trong lĩnh vực cho thuê tài chính tại Việt Nam, các công ty cho thuê tài chính thuộc hệ thống NHTM còn nhiều khó khăn, hiệu quả kinh doanh chưa được như kì vọng. Mặt khác, các nghiên cứu về hiệu quả hoạt động tại các công ty cho thuê tài chính, đặc biệt là nghiên cứu định lượng ở nước ta chưa nhiều. Chính vì vậy, việc đánh giá tác động của cho thuê tài chính đến hiệu quả hoạt động kinh doanh tại các công ty cho thuê tài chính được thực hiện trong nghiên cứu này là cần thiết.
 
2. Một số nghiên cứu trước đây
 
Nghiên cứu của Farzana Huda (2014) tập trung vào hiệu quả hoạt động của các công ty cho thuê tài chính ở Bangladesh. Phương pháp định tính dựa trên các văn bản pháp luật và quy định về kinh doanh cho thuê nhà ở Bangladesh; phương pháp định lượng được sử dụng trong việc thu thập dữ liệu để tính toán các tỉ số tài chính. Theo đó, vốn điều lệ, các chỉ số về lợi nhuận (biên lợi nhuận ròng, tỉ suất lợi nhuận trên cổ phần (EPS) có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả kinh doanh, xác định dựa trên hai chỉ số là tỉ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) và tỉ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE). Riêng chỉ số về nợ có tác động cả hai mặt tích cực và tiêu cực, thay đổi theo mỗi giai đoạn.
 
Dựa trên dữ liệu thu thập từ các báo cáo và tài khoản hằng năm của 06 công ty được lấy mẫu trong ngành dầu khí Nigeria, cho thuê tài chính có tác động tích cực đáng kể đến hiệu quả tài chính (đại diện là ROA) của các công ty ở Nigeria trong ngành dầu khí (Umar và cộng sự, 2016). Kết quả nghiên cứu cho thấy, chỉ số về quy mô (tổng tài sản) có tác động tiêu cực đối với ROA. Ngược lại, chỉ số nợ (nợ trên tổng tài sản) có tác động tích cực đến ROA.
 
Nghiên cứu chỉ ra hiệu quả hoạt động tài chính của các ngân hàng hồi giáo Jordan bị ảnh hưởng bởi việc cho thuê tài chính trong giai đoạn tài chính 2010 - 2016 (Ayman và Dwiry, 2018). Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ các báo cáo và tài khoản hằng năm của tất cả các ngân hàng Hồi giáo địa phương tham gia tài trợ cho thuê tài chính: Ngân hàng Hồi giáo Jordan, Ngân hàng Hồi giáo Jordan Dubai và Ngân hàng Quốc tế Hồi giáo Ả Rập. Thông qua phương pháp phân tích hồi quy, kết quả của nghiên cứu chỉ ra rằng, tài trợ cho thuê tài chính (thu nhập từ hoạt động cho thuê tài chính) có tác động tích cực đến ROA và ROE.
 
Một nghiên cứu khác thu thập dữ liệu từ 05 ngân hàng niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Nigeria (NSE) tại Nigeria tham gia tài trợ cho thuê tài chính cũng cho thấy những tác động tích cực của cho thuê tài chính đối với ROA (Sulaiman và Obisesan, 2020).
 
3. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
 
3.1. Mô hình nghiên cứu

Dựa trên việc tham khảo các nghiên cứu trước đây của Farzana Huda (2014), Umar và cộng sự (2016), Ayman và Dwiry (2018), Sulaiman và Obisesan (2020), tác giả tiến hành xây dựng mô hình nghiên cứu cho bài viết của mình. Cụ thể, mô hình nghiên cứu được thể hiện ở Hình 1.
 
Hình 1: Mô hình nghiên cứu

Nguồn: Phân tích của tác giả

3.2. Giả thuyết nghiên cứu
 
Dựa trên mô hình nghiên cứu, tác giả đặt ra 04 giả thuyết tương ứng như sau:
 
H0: Cho thuê tài chính có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam.
 
H1: Quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam.
 
H2: Biên lợi nhuận ròng có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam.
 
H3: Dư nợ tín dụng có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam.
 
Trong nghiên cứu, hiệu quả hoạt động của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam sẽ được thể hiện qua hai chỉ số: ROA và ROE.
 
4. Phương pháp nghiên cứu
 
4.1. Dữ liệu nghiên cứu
 
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu của 05 công ty cho thuê tài chính trực thuộc các NHTM Việt Nam, dữ liệu được thu thập theo quý từ quý I/2020 đến quý IV/2022. Như vậy, tổng số mẫu dữ liệu được quan sát là 60 mẫu. Các số liệu như tổng tài sản, vốn chủ sở hữu, vốn điều lệ, tổng doanh thu, doanh thu từ hoạt động thuê tài chính, dư nợ tín dụng, lợi nhuận sau thuế… được thu thập từ báo cáo tài chính của 05 công ty, bao gồm: Công ty Cho thuê tài chính TNHH MTV NHTM cổ phần Công Thương Việt Nam (VietinBank Leasing), Công ty TNHH MTV Cho thuê tài chính NHTM cổ phần Ngoại thương Việt Nam (VCBL), Công ty TNHH MTV Cho thuê tài chính NHTM cổ phần Sài Gòn Thương Tín (Sacombank Leasing - SBL), Công ty Cho thuê tài chính TNHH NHTM cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam (SuMi TRUST-BSL) và Công ty TNHH MTV Cho thuê tài chính NHTM cổ phần Á Châu (ACBL).
 
ROA = β0 + β1 * FL + β2 * TOS + β3 * AUC + β4 * NPM + β5 * OCR + ώ
 
ROE = β0 + β1 * FL + β2 * TOS + β3 * AUC + β4 * NPM + β5 * OCR + ώ
 
Trong đó:
 
FL: Doanh thu hoạt động cho thuê tài chính
 
TOS: Tổng tài sản
 
AUC: Vốn điều lệ
 
NPM: Biên lợi nhuận ròng
 
OCR: Dư nợ tín dụng
 
β0: Hằng số
 
β1, β2, β3, β4, β5: Hệ số các biến.
 
ώ: Sai số (nếu có)
 
Tóm tắt các biến trong nghiên cứu được thể hiện trong Bảng 1.
 
Bảng 1: Tổng hợp các biến trong mô hình nghiên cứu

Nguồn: Tác giả tổng hợp

4.2. Phương pháp phân tích dữ liệu

Dựa trên nguồn số liệu thu thập được, tác giả tiến hành tổng hợp trên phần mềm Microsoft Excel. Trước hết, các biến phụ thuộc và biến độc lập được đưa vào phần mềm SPSS 22 để phân tích tương quan Pearson. Mục tiêu của phân tích tương quan là tính toán độ mạnh hoặc độ tuyến tính của mối quan hệ giữa hai biến. Mặc dù phân tích tương quan không chú ý đến quan hệ nhân quả như phân tích hồi quy, nhưng có liên quan chặt chẽ với nhau và phân tích tương quan được coi là công cụ bổ sung hữu ích cho phân tích hồi quy.
 
Bên cạnh đó, tác giả sẽ xem xét tính tương thích thông qua phương pháp kiểm định Durbin Watson. Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mô hình không có đồng liên kết dương, nếu 0 < d < 1 thì mô hình có tương quan dương, nếu 3 < d < 4 thì kết luận mô hình có tương quan âm. Sau cùng, mô hình hồi quy tuyến tính bội được sử dụng để xem xét các mối quan hệ trong mô hình nghiên cứu thông qua phần mềm SPSS 22, hay nói cách khác là kiểm định tính phù hợp của mô hình (mức ý nghĩa α = 0,05). Cụ thể, nếu giá trị Sig. > 0,05 thì không có sự khác biệt về phương sai và ngược lại Sig. < 0,05 thì có sự khác biệt về phương sai. Ngoài ra, nghiên cứu cũng thực hiện kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Nếu mô hình được phát hiện có hiện tượng đa cộng tuyến sẽ khắc phục bằng cách thu thập dữ liệu bổ sung hoặc lấy mẫu mới, loại bỏ các biến độc lập hoặc sử dụng phương pháp sai phân bậc nhất.
 
Kết quả về mức độ ảnh hưởng của các nhân tố được xác định thông qua hệ số beta. Theo đó, nhân tố có hệ số beta càng lớn thì mức độ ảnh hưởng (tích cực hoặc tiêu cực) sẽ càng cao trong mô hình nghiên cứu.
 
5. Phân tích dữ liệu
 
5.1. Thống kê mô tả
 
Kết quả thống kê các biến được thể hiện trong Bảng 2.
 
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Qua Bảng 2 có thể thấy, các biến có giá trị trung bình và độ lệch chuẩn tương đối ổn định. Tuy nhiên, giá trị chênh lệch giữa các biến: FL, TOS, AUC, NPM, TOS và ORC là khá lớn. Cụ thể, biến FL có giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 698 và 139; biến TOS có giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 4.162 và 735; biến AUC có giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 1.000 và 300; biến NPM có giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 0,5707 và 0,2283; biến OCR có giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là: 0,9654 và 0,3851. Sự khác biệt này có thể được giải thích là do ảnh hưởng của đại dịch Covid-19 dẫn đến sự mất cân đối của tình hình kinh tế Việt Nam nói chung và các công ty cho thuê tài chính tại Việt Nam nói riêng giai đoạn 2020 - 2022. Đầu năm 2022, nền kinh tế bước vào trạng thái bình thường mới với các chính sách hỗ trợ từ Chính phủ và nhiều biện pháp được các cơ quan ban, ngành đẩy mạnh triển khai thực hiện.
 
5.2. Phân tích tương quan
 
Giả thuyết H0 được giả định là không có mối tương quan giữa hai biến. Theo đó, nghiên cứu sẽ tiến hành xem xét với độ tin cậy 95% rằng các giá trị p-value (mức ý nghĩa Sig.) < 0,05 hay không? Nếu Sig. < 0,05 thì ta có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là hệ số tương quan giữa hai biến là có ý nghĩa. Ngược lại, nếu Sig. > 0,05 thì chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là hệ số tương quan tuyến tính giữa 2 biến không có ý nghĩa. (Bảng 3)
 
Bảng 3: Tương quan Pearson giữa các biến nghiên cứu

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Xét mối tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc ROA, ta thấy có mối tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến FL, TOS, AUC, NPM và OCR, tương ứng hệ số tương quan trung bình giữa các biến là 0,881, 0,676, -0,392, 0,980 và -0,384.
 
Xét mối tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc ROE, ta thấy có mối tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến FL, TOS, AUC và NPM với hệ số tương quan giữa các biến lần lượt là 0,923, 0,658, -0,536 và 0,977. 
 
5.3. Phân tích hồi quy
 
5.3.1 Mô hình hồi quy 1 (ROA)
 
Kết quả nghiên cứu cho giá trị d bằng 1,754, nghĩa là có thể chấp nhận giả thuyết không có mối tự tương quan giữa các biến. Như vậy, các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính được thỏa mãn. (Bảng 4)
 
Bảng 4: Kiểm định Durbin Watson

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Qua hệ số xác định hiệu chỉnh R2 = 0,793 cho thấy tính phù hợp của mô hình hồi quy là khá cao. Điều này có nghĩa là các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu giải thích được 79,3% sự thay đổi của biến phụ thuộc, 20,7% còn lại được giải thích bởi các biến khác ngoài mô hình nghiên cứu này. (Bảng 5)
 
Bảng 5: Kết quả hồi quy ROA

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Kết quả hồi quy cho thấy giá trị Sig. tương ứng của tất cả các biến đều nhỏ hơn 0,05 và VIF là 1,015; 1,081; 1,309; 1,050 và 1,065 đều nhỏ hơn 2. Vì vậy, với mức ý nghĩa 5% có thể kết luận các biến độc lập: FL, TOS, AUC, NPM, OCR có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc ROA.
 
Phương trình hồi quy tuyến tính thể hiện các yếu tố tác động đến ROA được biểu diễn (đã chuẩn hóa) như sau:
 
ROA = 0,016 + 0,164 * FL + 0,073 * TOS + 0,138 * AUC + 0,99 NPM - 0,168 * OCR.
 
Kiểm định các giả thuyết của mô hình hồi quy
 
Giả định phần dư có phân phối chuẩn
 
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy, phân phối chuẩn phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,957 tức là gần bằng 1).
 
Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm. (Hình 2)

Hình 2: Biểu đồ tần số Histogram


Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính bằng phần mềm SPSS 22

Giả định liên hệ tuyến tính
 
Kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả cho thấy, phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh đường thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn. Hay nói cách khác, giả định phương sai thay đổi trong hồi quy tuyến tính không bị vi phạm. (Hình 3)
 
Hình 3: Biểu đồ phân tán phần dư

Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính bằng phần mềm SPSS 22

Hiện tượng đa cộng tuyến
 
Kết quả cho thấy, hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều có giá trị nhỏ hơn 2 (Bảng 5) đạt yêu cầu (VIF < 10). Do đó, mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình. Chính vì vậy, mô hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng được.

5.3.2. Mô hình hồi quy 2 (ROE)
 
Kết quả nghiên cứu cho giá trị d bằng 1,845, nghĩa là có thể chấp nhận giả thuyết không có mối tự tương quan giữa các biến. Như vậy, các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính được thỏa mãn. (Bảng 6)
 
Bảng 6: Kiểm định Durbin Watson

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Qua hệ số xác định hiệu chỉnh R2 = 0,795 cho thấy, tính phù hợp của mô hình hồi quy là khá cao. Điều này có nghĩa là các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu giải thích được 79,5% sự thay đổi của biến phụ thuộc, 20,5% còn lại được giải thích bởi các biến khác ngoài mô hình nghiên cứu này. (Bảng 7)
 
Bảng 7: Kết quả hồi quy ROE

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Kết quả hồi quy cho thấy, giá trị Sig tương ứng của tất cả các biến đều nhỏ hơn 0,05 và VIF là 1,161, 1,364, 1,059 và 1,218 đều nhỏ hơn 2. Do đó, với mức ý nghĩa 5% có thể kết luận các biến độc lập: FL, TOS, AUC, NPM ảnh hưởng đến biến phụ thuộc ROE.
 
Phương trình hồi quy tuyến tính thể hiện các yếu tố tác động đến ROE được biểu diễn (đã chuẩn hóa) như sau:
 
ROE = 0,039 + 0,316 * FL + 0,045 * TOS + 0,257 * AUC + 1,145 * NPM.
 
Kiểm định các giả thuyết của mô hình hồi quy
 
Giả định phần dư có phân phối chuẩn
 
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy, phân phối chuẩn phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,966 tức là gần bằng 1).
 
Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm. (Hình 4)
 
Hình 4: Biểu đồ tần số Histogram


Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính bằng phần mềm SPSS 22

Giả định liên hệ tuyến tính
 
Kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa. Kết quả cho thấy, phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh đường thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn. Hay nói cách khác, giả định phương sai thay đổi trong hồi quy tuyến tính không bị vi phạm. (Hình 5)

Hình 5: Biểu đồ phân tán phần dư


Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính bằng phần mềm SPSS 22

Hiện tượng đa cộng tuyến
 
Kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sau (VIF) đều có giá trị nhỏ hơn 2 (Bảng 7) đạt yêu cầu (VIF < 10). Do đó, mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình. Chính vì vậy, mô hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng được.
 
6. Thảo luận kết quả
 
Dựa trên các kết quả phân tích hồi quy của 2 mô hình: ROA (Bảng 5) và ROE (Bảng 7), nghiên cứu cho thấy, cho thuê tài chính có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam, nghĩa là chấp nhận giả thuyết H0. Ngoài ra, thông qua mức ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu, các nhân tố lần lượt có tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính trực thuộc các NHTM Việt Nam.
 
Bảng 7: Kết quả hồi quy ROE

Nguồn: Tính toán từ số liệu thu thập của các công ty cho thuê tài chính

Đối ROA, mức độ tác động được sắp xếp theo thứ tự sau:
 
- Chỉ số lợi nhuận (biên lợi nhuận ròng) có hệ số chuẩn hóa β = 0,99. Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố biên lợi nhuận ròng mang dấu dương, do đó phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa biên lợi nhuận ròng và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
- Chỉ số cho thuê tài chính có hệ số chuẩn hóa β = 0,164. Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố cho thuê tài chính có dấu dương nên phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa doanh thu từ hoạt động cho thuê tài chính và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
- Chỉ số quy mô với 2 đại diện lần lượt là vốn điều lệ (β = 0,138) và tổng tài sản (β = 0,073). Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố vốn điều lệ và tổng tài sản có dấu dương nên phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa vốn điều lệ và tổng tài sản với hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
- Chỉ số nợ (dư nợ tín dụng) có hệ số chuẩn hóa β = -0,168. Hệ số beta chuẩn hóa của hệ số dư nợ tín dụng mang dấu âm, phản ánh mối quan hệ nghịch biến giữa dư nợ tín dụng và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
Đối với ROE, mức độ tác động được sắp xếp theo thứ tự sau:
 
- Chỉ số lợi nhuận (biên lợi nhuận ròng) có hệ số chuẩn hóa β = 1,145. Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố biên lợi nhuận ròng mang dấu dương, do đó phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa biên lợi nhuận ròng và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
- Chỉ số cho thuê tài chính có hệ số chuẩn hóa β = 0,316. Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố cho thuê tài chính có dấu dương nên phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa doanh thu từ hoạt động cho thuê tài chính và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
- Chỉ số quy mô với 2 đại diện lần lượt là vốn điều lệ (β = 0,257) và tổng tài sản (β = 0,045). Hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố vốn điều lệ và tổng tài sản có dấu dương nên phản ánh mối quan hệ đồng biến giữa vốn điều lệ và tổng tài sản với hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam.
 
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu có sự đồng thuận với các nghiên cứu trước đây của Farzana Huda (2014), Umar và cộng sự (2016), Ayman và Dwiry (2018), Sulaiman và Obisesan (2020) khi cho thấy thuê tài chính có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính. 
 
Tuy nhiên, nghiên cứu cũng có những khác biệt nhất định về tác động của các chỉ số tài chính đến hiệu quả hoạt động kinh doanh. Trong đó, kết quả nghiên cứu không tương thích với kết quả của Umar và cộng sự (2016) về quy mô tổng tài sản. Nếu nghiên cứu của Umar và cộng sự (2016) cho thấy tổng tài sản có tác động tiêu cực lên hiệu quả hoạt động kinh doanh thì nghiên cứu này lại tìm thấy sự tích cực từ tác động của quy mô tổng tài sản đối với hiệu quả kinh doanh. Điều này có thể giải thích là do khác nhau về thời gian thu thập dữ liệu và vị trí địa lí quốc gia. Số liệu tổng tài sản thu thập trong nghiên cứu này dựa trên số liệu hằng quý trong giai đoạn từ năm 2020 đến năm 2022 của 05 công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM tại Việt Nam. Còn dữ liệu trong bài nghiên cứu của Umar và cộng sự (2016) là mẫu gồm 06 công ty cho thuê tài chính ở Nigeria trong 10 năm, giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2014. Mặt khác, chính sách cho thuê tài chính nói riêng và quy định về tài sản nói chung của Nigeria và Việt Nam cũng có những tính chất cơ bản khác nhau. Vì vậy, sự khác biệt về tác động của quy mô tổng tài sản đến hiệu quả kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính là có thể chấp nhận được.
 
Về sự khác biệt giữa tác động của chỉ số nợ đối với hiệu quả kinh doanh; nghiên cứu của Farzana Huda (2014) cho thấy, chỉ số về nợ có tác động thay đổi theo mỗi giai đoạn, còn nghiên cứu này khẳng định dư nợ tín dụng có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh (thông qua chỉ số ROA) của các công ty cho thuê tài chính (không có ý nghĩa thống kê với chỉ số ROE). Sự khác nhau đến từ đặc điểm kinh tế giữa Việt Nam và Bangladesh. Chính trong phần kết luận nghiên cứu của Farzana Huda (2014) đã khẳng định rằng, ở Bangladesh, thị trường tài chính trong một số giai đoạn nhất định có tính cạnh tranh cực kì cao giữa các ngân hàng và tổ chức tài chính phi ngân hàng. Điều này dẫn đến biến động về dữ liệu dư nợ thực tế và chính sách cho thuê tài chính ở các tổ chức hoạt động cho thuê tài chính địa phương.
 
7. Kết luận
 
Nghiên cứu nhận thấy hoạt động cho thuê tài chính và các nhân tố về quy mô, lợi nhuận có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty cho thuê tài chính thuộc các NHTM Việt Nam. Ngược lại, dư nợ tín dụng lại gây ra tác động tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh. Chính vì vậy, các công ty cho thuê tài chính trong thời gian tới cần quan tâm hơn đến vấn đề này thông qua việc cân bằng dư nợ tín dụng trên tổng tài sản.
 
Bên cạnh đó, các công ty cho thuê tài chính trực thuộc các NHTM Việt Nam cần đảm bảo duy trì doanh thu hoạt động cho thuê tài chính và cải thiện biên lợi nhuận ròng sẽ mang lại những tác động tích cực đến hiệu quả kinh doanh trong trung và dài hạn. Về mặt quy mô, các công ty cho thuê tài chính tại Việt Nam cũng cần nâng cao tổng tài sản và tăng vốn điều lệ. Về dài hạn, gia tăng tổng tài sản và vốn điều lệ sẽ giúp đáp ứng tiềm lực tài chính cho hoạt động tín dụng nói chung và cho thuê tài chính nói riêng, tăng cường khả năng cạnh tranh trên thị trường và nâng cao uy tín của ngân hàng với các đối tác trong và ngoài nước.
Về mặt đóng góp, nghiên cứu có ý nghĩa trong việc xây dựng mô hình nghiên cứu đánh giá tác động của cho thuê tài chính đến hiệu quả hoạt động kinh doanh và phân tích bằng chứng tác động qua số liệu từ các công ty cho thuê tài chính trong hệ thống NHTM Việt Nam. Điều này tạo cơ sở tham khảo cho các nghiên cứu sau có thể mở rộng phạm vi hoặc/và đối tượng tiếp cận đến các nhân tố khác mà nghiên cứu này chưa đề cập đến.

Tài liệu tham khảo:
 
1. Ayman, M. K. A. and Dwiry, M. A. (2018). “To what extent does financial leasing has impact on the financial performance of Islamic banks: A case study of Jordan”, Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 22(1), pages 1-14.
2. Ana, M. V., Gines, H. C. and Johanna, K. K. (2019). “The Use of Leasing in Financially Constrained Firms: An Analysis for European SMEs”, Czech Journal of Economics and Finance, 69(6), pages 538-557.
3. Bello, U., Ahmed, H. S. and Aliyu, A. A. (2016). “The Impact of Lease Financing on Financial Performance of Nigerian Oil and Gas Industry”, Research Journal of Finance and Accounting, 7(4), pages 28-34.
4. Chính phủ (2001). Nghị định số 16/2001/NĐ-CP ngày 02/05/2001 về tổ chức và hoạt động của công ty cho thuê tài chính.
5. Chính phủ (2014). Nghị định số 39/2014/NĐ-CP ngày 07/5/2014 về hoạt động của công ty tài chính và công ty cho thuê tài chính.
6. European Commission (2023). “European financial stability and integration FLiew 2023”, Directorate-General for Financial Stability, Financial Services and Capital Markets Union, page 52.
7. Farzana, H. (2014). “Performance Analysis of Leasing Companies: The Case of Bangladesh”, International journal of Emerging Trends in Science and Technology, 1(4), pages 514-526.
8. Khaldoun, M. A. (2018). “Financial Leasing in the Mena Region: Analysis of the Institutional and Legal Aspects”, International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences, 8(1), pages 119-130.
9. Kichler, E. and Haiss, P. R. (2019). “Leasing and Economic Growth - Evidence for Central and South Eastern Europe”, The 36th Annual European Finance Association (EFA) Meeting, pages 1-33. 
10. Luqman Adedamola Sulaiman, Oluwaseun Grace Obisesan (2020), “Effect of Leasing (Lessee) on Performance of an Organisation”, Metropolitan Journal of Business & Economics, 1(1), pages 1-9.
11. Lin, W. and Shi, Y. (2023). “A Study on the Development of China’s Financial Leasing Industry Based on Principal Component Analysis and ARIMA Model”, Sustainability, 15(13):9913. https://www.mdpi.com/2071-1050/15/13/9913 
12. Kichler, E. and Haiss, P. R. (2009). “Leasing and Economic Growth - Evidence for Central and South Eastern Europe”. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=1343887 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1343887 
13. Nair, A., Kloeppinger, R. and Mulder, T. A. (2004). “Leasing An Underutilized Tool in Rural Finance”, The International Bank for Reconstruction and Development, pages 1-37.
14. Peter, S. W., Gregory, S. N and Elizabeth, N. (2016). “Effect of Leasing on the Financial Performance of the County Government of Trans Nzoia”, International Journal of Scientific and Research Publications, 6(9), pages 624-631.
15. Quốc hội (2020). Luật Doanh nghiệp số 59/2020/QH14, ban hành ngày 17/6/2020, Việt Nam.
16. Sabo, H., Aliyu, A., Bello, U. and Mohammed, H. (2017). “Evaluation of the applicability of international financial reporting standard 16 (Leases) on financial performance of companies in Nigerian”, Project impact of IFRS adoption on financial performance of Businesses, pages 118-129.
17. Simon, A. (2010). “Economic Aspects Of Financial Leasing In Business Investments”, Scientific Bulletin - Economic Sciences, 9(15), pages 65-70.
18. Worldbank (2009), “Leasing in Development Guidelines for Emerging Economies”, International Finance Corporation, page 3.
19. Yueying X. (2019). “Research on the Current Situation of Financial Leasing ABS and Its Risk of Basic Assets”, Advances in Social Science, Education and Humanities Research, 357, pages 318-321.
20. VietinBank Leasing: https://lc.vietinbank.vn/sites/home/intro/
21. VCBL: https://www.vcbl.com.vn/
22. SBL: http://sacombankleasing.com/en/home-page/
23. BSL: https://bslease.com.vn/
24. ACBL: https://www.acbleasing.com.vn/

Nguyễn Hoàng Nam
Trường Kinh tế, Luật và Quản lý Nhà nước, Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh (UEH)
Bình luận Ý kiến của bạn sẽ được kiểm duyệt trước khi đăng. Vui lòng gõ tiếng Việt có dấu
Đóng lại ok
Bình luận của bạn chờ kiểm duyệt từ Ban biên tập
Tác động của nghiên cứu - phát triển, môi trường - xã hội - quản trị đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng
Tác động của nghiên cứu - phát triển, môi trường - xã hội - quản trị đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng
15/05/2024 508 lượt xem
Với sự phát triển không ngừng của công nghệ số đang bùng nổ trong kỉ nguyên Cách mạng công nghiệp lần thứ tư (CMCN 4.0), đầu tư cho nghiên cứu và phát triển (R&D) được xem là chiến lược quan trọng với doanh nghiệp (trong đó có ngân hàng) để duy trì tính cạnh tranh, R&D cho phép các doanh nghiệp tạo ra sản phẩm mới mà đối thủ khó có thể sao chép được, bên cạnh đó, quy trình tạo ra sản phẩm mới, cũng như công năng của sản phẩm mang lại đáp ứng các tiêu chuẩn về bảo vệ môi trường sẽ hỗ trợ doanh nghiệp trong tiến trình phát triển bền vững.
Thực thi bộ tiêu chuẩn ESG trong hoạt động của ngân hàng thương mại: Tổng quan lí luận và hàm ý cho Việt Nam
Thực thi bộ tiêu chuẩn ESG trong hoạt động của ngân hàng thương mại: Tổng quan lí luận và hàm ý cho Việt Nam
07/05/2024 329 lượt xem
Mục tiêu của bài nghiên cứu này là đề xuất các hàm ý chính sách nhằm thúc đẩy quá trình thực thi bộ tiêu chuẩn môi trường, xã hội và quản trị (Environmental, Social và Governance - ESG) trong hoạt động của các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam.
Lập kế hoạch kiểm toán nội bộ tại ngân hàng thương mại theo định hướng rủi ro bằng mô hình định lượng
Lập kế hoạch kiểm toán nội bộ tại ngân hàng thương mại theo định hướng rủi ro bằng mô hình định lượng
02/05/2024 478 lượt xem
Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính để xác định yếu tố tác động chính gây ra các rủi ro trọng yếu trong ngân hàng thương mại (NHTM) (đo bằng lỗi) dẫn đến tổn thất trong kinh doanh (mức độ thiệt hại quy ra bằng tiền). Nghiên cứu sử dụng mô hình tối ưu hóa tuyến tính theo dữ liệu nội bộ phát sinh tại từng đơn vị để lập kế hoạch kiểm toán theo định hướng rủi ro.
Mối quan hệ giữa sự phát triển của thị trường ngoại tệ và hoạt động kinh tế đối ngoại - Những vấn đề đặt ra cho Việt Nam
Mối quan hệ giữa sự phát triển của thị trường ngoại tệ và hoạt động kinh tế đối ngoại - Những vấn đề đặt ra cho Việt Nam
26/04/2024 523 lượt xem
Việc quản lý và phát triển thị trường ngoại tệ Việt Nam vừa góp phần ổn định kinh tế vĩ mô, vừa phù hợp với xu hướng phát triển và hội nhập của nền kinh tế hiện nay nhằm mục tiêu xây dựng một thị trường ngoại tệ hoạt động hiệu quả, an toàn, hỗ trợ tích cực cho sự phát triển ngành Ngân hàng nói riêng và nền kinh tế Việt Nam nói chung.
Phân loại trong xử lí nợ xấu tại các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Phân loại trong xử lí nợ xấu tại các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
01/04/2024 598 lượt xem
Nghiên cứu phân biệt ba nhóm doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán, gồm: Doanh nghiệp không có nợ xấu, doanh nghiệp có nợ xấu còn hoạt động và doanh nghiệp có nợ xấu dừng hoạt động.
Bộ đệm vốn nghịch chu kì - Công cụ an toàn theo thông lệ Basel III
Bộ đệm vốn nghịch chu kì - Công cụ an toàn theo thông lệ Basel III
18/03/2024 695 lượt xem
Sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, Ủy ban Basel về giám sát ngân hàng (BCBS) (2010) đã thiết kế Bộ đệm vốn nghịch chu kì (CCyB) với mục tiêu an toàn vĩ mô ngân hàng khi tăng trưởng tín dụng vượt mức có tính chu kì (được phản ánh qua sự tăng, giảm của chu kì tài chính) tiềm ẩn rủi ro hệ thống đối với khu vực ngân hàng.
Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam
Các nhân tố tác động đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam
29/02/2024 3.053 lượt xem
Bài viết đánh giá mức độ tác động của các nhân tố bên trong và bên ngoài ảnh hưởng đến khả năng thanh khoản của các ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam.
Ảnh hưởng của biểu hiện vật chất tại các ngân hàng thương mại nhà nước trên địa bàn tỉnh Phú Yên đến hành vi tiêu dùng của khách hàng
Ảnh hưởng của biểu hiện vật chất tại các ngân hàng thương mại nhà nước trên địa bàn tỉnh Phú Yên đến hành vi tiêu dùng của khách hàng
19/01/2024 773 lượt xem
Hành vi tiêu dùng của khách hàng trong nghiên cứu này được tiếp cận theo hướng sự ủng hộ của khách hàng, được đo lường bằng 3 chỉ tiêu: Doanh số, lợi nhuận và tỉ lệ giữ chân khách hàng. Trên cơ sở kết quả khảo sát từ 238 nhân viên đang làm việc tại các chi nhánh ngân hàng thương mại nhà nước (NHTMNN) trên địa bàn tỉnh Phú Yên.
Tạo lập nguồn vốn tín dụng đầu tư của Nhà nước từ trái phiếu được Chính phủ bảo lãnh hiện nay
Tạo lập nguồn vốn tín dụng đầu tư của Nhà nước từ trái phiếu được Chính phủ bảo lãnh hiện nay
29/12/2023 1.044 lượt xem
Tín dụng đầu tư là một hình thức hỗ trợ vốn của Nhà nước đối với các tổ chức kinh tế thông qua hoạt động cho vay trung và dài hạn để đầu tư vào các dự án thuộc các ngành, nghề, lĩnh vực hoặc địa bàn được Nhà nước khuyến khích đầu tư.
Đo lường khả năng thanh toán của ngân hàng thương mại từ mô hình kì tới hạn trong quản lí rủi ro lãi suất
Đo lường khả năng thanh toán của ngân hàng thương mại từ mô hình kì tới hạn trong quản lí rủi ro lãi suất
18/12/2023 1.781 lượt xem
Nghiên cứu này với mục đích cung cấp phương pháp đo lường về khả năng thanh toán dựa trên trạng thái vốn chủ sở hữu của ngân hàng thương mại (NHTM) thông qua mô hình kì tới hạn (The Maturity Model) trong quản lí rủi ro lãi suất.
Giám sát rủi ro biến đổi khí hậu của ngân hàng trung ương các nước châu Âu và gợi ý cho Việt Nam
Giám sát rủi ro biến đổi khí hậu của ngân hàng trung ương các nước châu Âu và gợi ý cho Việt Nam
05/12/2023 1.372 lượt xem
Rủi ro tài chính liên quan đến biến đổi khí hậu đã làm phát sinh những rủi ro đáng kể cho sự ổn định tài chính ở mỗi quốc gia.
Tác động tràn của chính sách tiền tệ Mỹ đến thị trường tài chính Việt Nam
Tác động tràn của chính sách tiền tệ Mỹ đến thị trường tài chính Việt Nam
04/12/2023 3.001 lượt xem
Chính sách tiền tệ (CSTT) là một trong những chính sách quan trọng nhất trong hệ thống các công cụ điều tiết vĩ mô của nhà nước vì nó tác động trực tiếp vào lĩnh vực lưu thông tiền tệ.
Các tổ chức tài chính vi mô - Quá trình chuyển đổi tại Việt Nam
Các tổ chức tài chính vi mô - Quá trình chuyển đổi tại Việt Nam
01/12/2023 1.962 lượt xem
Quá trình chuyển đổi của các tổ chức tài chính vi mô (TCVM) tại Việt Nam là một sự phát triển tất yếu theo quan điểm học thuật và thực tiễn quá trình hoạt động của TCVM trên thế giới.
Các nhân tố ảnh hưởng đến tỉ lệ tiền gửi không kì hạn của các ngân hàng thương mại trên địa bàn thành phố Cần Thơ
Các nhân tố ảnh hưởng đến tỉ lệ tiền gửi không kì hạn của các ngân hàng thương mại trên địa bàn thành phố Cần Thơ
30/11/2023 2.818 lượt xem
Mục tiêu của nghiên cứu là xác định các nhân tố ảnh hưởng đến tỉ lệ CASA của các ngân hàng thương mại trên địa bàn thành phố Cần Thơ.
Rủi ro đạo đức và các yếu tố ảnh hưởng đến ý định gây ra rủi ro đạo đức của nhân viên trong bộ phận tín dụng của các ngân hàng thương mại
Rủi ro đạo đức và các yếu tố ảnh hưởng đến ý định gây ra rủi ro đạo đức của nhân viên trong bộ phận tín dụng của các ngân hàng thương mại
29/11/2023 3.095 lượt xem
Nghiên cứu này tập trung vào vấn đề rủi ro đạo đức và các yếu tố ảnh hưởng đến ý định gây ra rủi ro đạo đức của nhân viên trong bộ phận tín dụng của các ngân hàng thương mại.
Giá vàngXem chi tiết

GIÁ VÀNG - XEM THEO NGÀY

Khu vực

Mua vào

Bán ra

HÀ NỘI

Vàng SJC 1L

84.500

88.000

TP.HỒ CHÍ MINH

Vàng SJC 1L

84.500

88.000

Vàng SJC 5c

84.500

88.020

Vàng nhẫn 9999

74.650

76.250

Vàng nữ trang 9999

74.750

75.650


Ngoại tệXem chi tiết
TỶ GIÁ - XEM THEO NGÀY 
Ngân Hàng USD EUR GBP JPY
Mua vào Bán ra Mua vào Bán ra Mua vào Bán ra Mua vào Bán ra
Vietcombank 25,251 25,481 26,917 28,392 31,612 32,956 157.54 166.74
BIDV 25,281 25,481 27,121 28,371 31,877 32,943 158.34 166.78
VietinBank 25,254 25,481 27,162 28,457 32,051 33,061 159.08 167.03
Agribank 25,300 25,481 27,086 28,384 31,759 32,919 158.56 166.34
Eximbank 25,230 25,481 27,167 28,089 31,959 32,944 159.71 165.13
ACB 25,250 25,481 27,142 28,073 31,994 32,958 159.03 165.3
Sacombank 25,250 25,481 27,300 28,124 32,176 32,894 160.4 165.41
Techcombank 25,245 25,481 27,003 28,366 31,649 32,987 155.77 168.19
LPBank 25,061 25,481 26,945 28,577 32,090 32,952 158.01 168.52
DongA Bank 25,290 25,481 27,160 28,070 31,890 33,010 157.30 165.50
(Cập nhật trong ngày)
Lãi SuấtXem chi tiết
(Cập nhật trong ngày)
Ngân hàng
KKH
1 tuần
2 tuần
3 tuần
1 tháng
2 tháng
3 tháng
6 tháng
9 tháng
12 tháng
24 tháng
Vietcombank
0,10
0,20
0,20
-
1,60
1,60
1,90
2,90
2,90
4,60
4,70
BIDV
0,10
-
-
-
1,70
1,70
2,00
3,00
3,00
4,70
4,70
VietinBank
0,10
0,20
0,20
0,20
1,70
1,70
2,00
3,00
3,00
4,70
4,80
ACB
0,01
0,50
0,50
0,50
2,10
2,30
2,50
3,30
3,60
4,30
4,40
Sacombank
-
0,50
0,50
0,50
2,10
2,30
2,50
3,50
3,60
4,50
4,80
Techcombank
0,10
-
-
-
2,10
2,10
2,30
3,40
3,45
4,30
4,30
LPBank
0.20
0,20
0,20
0,20
1,80
1,80
2,10
3,20
3,20
5,00
5,30
DongA Bank
0,50
0,50
0,50
0,50
3,30
3,30
3,30
4,30
4,50
4,80
5,00
Agribank
0,20
-
-
-
1,60
1,60
1,90
3,00
3,00
4,70
4,70
Eximbank
0,50
0,50
0,50
0,50
2,90
3,10
3,20
4,00
4,00
4,80
5,10

Liên kết website
Bình chọn trực tuyến
Nội dung website có hữu ích với bạn không?