Đồng thời hệ số Nagelkerke R Square = 0,738 cho thấy 73,8% sự thay đổi của biến phụ thuộc được giải thích bởi 7 biến độc lập, còn lại là do các yếu tố khác.
4.4.2.3. Kiểm định mức độ dự báo chính xác của mô hình
Kết quả mức độ dự báo của mô hình được trình bày tại bảng 4.13
Bảng 4.13: Mức độ dự báo
Dự báo | |||||
RRTD | % dự báo chính xác | ||||
Không có rủi ro tín dụng | Có rủi ro tín dụng | ||||
Không có rủi ro tín dụng | 333 | 7 | 97,9 | ||
Step 1 | RRTD | Có rủi ro tín dụng | 11 | 31 | 73,8 |
Tổng | 95,3 | ||||
Có thể bạn quan tâm!
-
Số Lượng Và Tỷ Lệ Cán Bộ Công Nhân Viên Theo Trình Độ Đào Tạo -
Doanh Số Cho Vay Khách Hàng Cá Nhân Tại Ngân Hàng Tmcp Công Thương Việt Nam - Chi Nhánh Bà Rịa Vũng Tàu -
Phân Bổ Mẫu Theo Số Lượng Thành Viên Phụ Thuộc -
Hàm Ý Quản Trị Đối Với Với Ngân Hàng Tmcp Công Thương Việt Nam - Chi Nhánh Bà Rịa Vũng Tàu -
Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam - Chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu - 12 -
Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam - Chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu - 13
Xem toàn bộ 106 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả, năm 2019)
Căn cứ vào bảng phân loại thì cho thấy: Khả năng số lượng khách hàng không có rủi ro tín dụng thực sự chiếm 340(333+7) khách hàng, trong đó thì kết quả dự đoán là 333 khách hàng, cho thấy khả năng dự đoán khách hàng không có rủi ro tín dụng chính xác chiếm 97,9%. Đối với đối tượng có rủi ro tín dụng thật sự là: 42 khách hàng (31 + 11), kết quả dự đoán là: 31 khách hàng, chiếm tỷ lệ là: 73,8%. Từ đây cho thấy mô hình có mức độ dự đoán trung bình là: 95,3%.
4.4.2.4. Kết quả mô hình hồi quy logit
Kết quả sự phân tích đa phương (mutinomial logit) được trình bày ở bảng
4.14. Hệ số ảnh hưởng (effect coefficient) đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đối với khả năng xảy ra rủi ro tín dụng cá nhân tại Vietinkbank chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu.
Bảng 4.14: Kết quả mô hình hồi quy logit
B | S.E. | Wald | df | Sig. | Exp(B) | ||
Step 1a | Gioitinh (X1) | -1,541 | 0,601 | 6,584 | 1 | 0,010 | 0,214 |
Tuoi (X2) | 1,102 | 0,363 | 9,230 | 1 | 0,002 | 3,010 | |
Honnhan (X3) | -3,022 | 0,994 | 9,237 | 1 | 0,002 | 0,049 | |
Tvphuthuoc (X4) | 1,044 | 0,415 | 6,327 | 1 | 0,012 | 2,840 | |
Nghenghiep (X5) | -0,151 | 0,707 | 0,046 | 1 | 0,831 | 0,860 | |
TGoDCHT (X6) | 0,364 | 0,227 | 2,579 | 1 | 0,108 | 1,439 | |
Vitrivieclam (X7) | 1,142 | 0,447 | 6,519 | 1 | 0,011 | 3,134 | |
Thunhap (X8) | -3,180 | 0,583 | 29,727 | 1 | 0,000 | 0,042 | |
Tinhtrangnhao (X9) | 1,355 | 0,374 | 13,109 | 1 | 0,000 | 3,877 | |
Chuyenmon (X10) | 0,130 | 0,377 | 0,119 | 1 | 0,730 | 1,139 | |
Constant | -2,947 | 2,380 | 1,534 | 1 | 0,215 | 0,052 |
(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả, năm 2019)
Nhìn vào bảng 4.14 ta thấy sig. của biến độc lập nghề nghiệp (sig. = 0,831), thời gian ở địa chỉ hiện tại (sig.= 0,108), năng lực chuyên môn (sig. = 0,730) đều lớn hơn 5% nên mối liên hệ giữa sự thay đổi về nghề nghiệp, năng lực chuyên môn, thời gian ở địa chỉ hiện tại và rủi ro tín dụng của khách hàng cá nhân là không có ý nghĩa thống kê.
Giá trị Sig. của các biến giới tính (sig. = 0,010); tuổi (sig. = 0,002); hôn nhân (sig. = 0,002); số lượng thành viên phụ thuộc (sig. = 0,012); vị trí việc làm (sig. = 0,011); thu nhập (sig. = 0,000), tình trạng nhà ở (sig. = 0,000) < 0,05 (5%). Vì vậy, mối liên hệ giữa các biến độc lập còn lại và biến rủi ro tín dụng của khách hàng cá nhân có ý nghĩa thống kê với mức tin cậy chung là 95%.
4.4.2.5. Thảo luận kết quả hồi quy
Với mức ý nghĩa 5%, hệ số hồi quy của các biến giới tính (X1); tuổi (X2); hôn nhân (X3); số lượng thành viên phụ thuộc (X4); vị trí việc làm (X7); thu nhập (X8),
tình trạng nhà ở (X9) có ý nghĩa thống kê, nói cách khác các yếu tố trên ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của khách hàng cá nhân tại Vietinbank chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu .
Mô hình được xác định là:
Ln(Pi/1-Pi) = -2,947 -1,541*X1 + 1,102*X2 -3,022*X3 + 1,044*X4 + 1,142*X7 –3,180*X8 + 1,355*X9 (1)
Trong bảng 4.14 cho thấy, sử dụng kết quả của cột hệ số hồi quy (B) và cột Exp(B)=eB , luận văn sẽ hình thành kịch bản xác xuất thay đổi khi xác suất ban đầu lần lượt là 10%, 20%, 30%, 40% và 50%.
Đặt P0: Xác suất ban đầu
P1: Xác suất thay đổi. P1 được tính theo công thức sau:
𝑃0∗ 𝑒
P1 =
1−𝑃0 (1− 𝑒𝛽)
Bảng 4.14: Kết quả mô phỏng xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân
Hệ số hồi quy | Hệ số Exp(B) | Mô phỏng xác suất Rủi ro tín dụng khi biến độc lập thay đổi 1 đơn vị và xác suất ban đầu là: | |||||
10% | 20% | 30% | 40% | 50% | |||
Biến độc lập | |||||||
gioitinh | -1.541 | 6.584 | 42.2% | 62.2% | 73.8% | 81.4% | 86.8% |
tuoi | 1.102 | 9.230 | 50.6% | 69.8% | 79.8% | 86.0% | 90.2% |
honnhan | -3.022 | 9.237 | 50.7% | 69.8% | 79.8% | 86.0% | 90.2% |
Tvphuthuoc | 1.044 | 6.327 | 41.3% | 61.3% | 73.1% | 80.8% | 86.4% |
vitrivieclam | 1.142 | 6.519 | 42.0% | 62.0% | 73.6% | 81.3% | 86.7% |
thunhap | -3.180 | 29.727 | 76.8% | 88.1% | 92.7% | 95.2% | 96.7% |
tinhtrangnhao | 1.355 | 13.109 | 59.3% | 76.6% | 84.9% | 89.7% | 92.9% |
(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả, năm 2019)
Giải thích tác động của các nhân tố:
Biến số “Giới tính khách hàng (X1)” có hệ số X1 = -1,541, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan ngược chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh thứ năm đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu khách hàng là nữ thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 32,2%. Kết quả cho thấy, nhóm Nữ giới, được mã hóa là 0, có mức độ rủi ro tín dụng cao hơn Nam giới, được mã hóa là 1. Kết quả này trùng với nghiên cứu của Marjo Hörkkö (2010) khi tiến hành kiểm định tác động của khách hàng cá nhân đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại ở Phần Lan.
Biến số “Tuổi khách hàng (X2)” có hệ số X2 = 1,102, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan cùng chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh thứ tư đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu tuổi của khách hàng tăng thêm 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 40,6%. Với kết quả này cho thấy, độ tuổi khách hàng càng tăng lên thì rủi ro tín dụng khách hàng cũng tăng theo.
Biến số “Tình trạng hôn nhân (X3)” có hệ số X3 = -3,022, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan ngược chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh thứ ba đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu khách hàng đã có gia đình thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 40,7%. Kết quả cho thấy, nhóm độc thân, được mã hóa là 0, có mức độ rủi ro tín dụng cao hơn nhóm có gia đình, được mã hóa là 1. Kết quả này trùng với nghiên cứu của Marjo Hörkkö (2010) ,Li Shuai et al (2013).
Biến số “Số lượng thành viên phụ thuộc (X4)” có hệ số X4 = 1,044, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương cùng chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động thấp nhất đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy.
Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu số thành viên phụ thuộc của gia đình tăng lên thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 31,3%. Kết quả cho thấy cá nhân có số lượng thành viên phụ thuộc càng tăng lên thì rủi ro tín dụng cá nhân của họ cũng tăng theo. Bên cạnh các chi phí cho bản thân, chi phí dành cho người phụ thuộc cũng là một khoản phải tính đến khi thẩm định một khách hàng vay. Số người phụ thuộc này ảnh hưởng trực tiếp đến nguồn thu nhập trả nợ vay của khách hàng, số người phụ thuộc càng nhiều thì chi phí dành cho người phụ thuộc càng lớn, dẫn đến việc nguồn thu nhập của khách hàng bị giảm sút, ảnh hưởng đến khả năng trả nợ vay của khách hàng. Kết quả nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Marjo Hörkkö (2010), John M. C (1940), Trương Đ. Lộc & Nguyễn T. Tuyết (2011).
Biến số “Vị trí việc làm (X7)” có hệ số X7 = 1,142, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan cùng chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh thứ sáu đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu khách hàng là chủ doanh nghiệp và quản lý thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 32,0%. Kết quả cho thấy nhóm vị trí Chủ doanh nghiệp và người quản lý có rủi ro tín dụng thấp hơn so với các nhóm lao động được đào tạo nghề và nhóm khác. Có thể thấy rằng, với các vị trí công việc thiên về lao động chân tay, thì sẽ khiến cho mức độ rủi ro tăng lên. Sự ảnh hưởng này đã được chứng minh trong nghiên cứu của Marjo Hörkkö (2010) thực hiện tại các ngân hàng thương mại ở Phần Lan.
Biến số “Khả năng tài chính (X8)” có hệ số X8 = –3,180, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan ngược chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh nhất đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất tiếp rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu khả năng tài chính của khách hàng có thể tăng thêm 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 66,8%. Khả năng tài chính thể hiện qua
thu nhập của khách hàng tăng lên, thì mức độ rủi ro tín dụng sẽ được giảm xuống tương ứng Thu nhập của khách hàng là nguồn thu chủ yếu của nợ vay. Thu nhập của khách hàng bị chi phối bởi thời gian công tác và nghề nghiệp của họ. Thu nhập khách hàng càng cao thì càng đảm bảo tốt cho khoản vay, khả năng trả được nợ vay cao. Như vậy, kết quả kiểm định trong mô hình của tác giả trùng khớp với kết quả nghiên cứu đã được công bố trước đó của các tác giả (Roszbach, 2004); Agarwal et al. (2009); Hörkkö (2010).
Biến số “Tình trạng nhà ở (X9)” có hệ số X3 = 1,355, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tương quan cùng chiều với rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân. Biến này có tác động mạnh thứ hai đến rủi ro tín dụng cá nhân trong mô hình hồi quy. Giả sử xác suất rủi ro tín dụng khách hàng cá nhân ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu khách hàng có nhà ở riêng thì rủi ro tín dụng của khách hàng này là 49,3%. Các nhóm đối tượng có nhà riêng, có mức độ an toàn tín dụng cao nhất, trong khi nhóm đi thuê nhà thể hiện mức độ rủi ro là cao nhất. Ngân hàng thường dựa vào tài sản đảm bảo để bảo đảm an toàn cho khoản vay của minh, do đó việc sở hữu nhà ở của khách hàng cũng là một yếu tố quan trọng trong việc xét duyệt cho vay của ngân hàng. Một khách hàng có sở hữu nhà ở thì khả năng trả nợ vay của họ được đánh giá cao hơn so với việc không có sở hữu nhà ở. Điều này đã được đề cập trong nghiên cứu về đặc điểm đối tượng khách hàng cá nhân của Agarwal et al. (2009).
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày kết quả phân tích về thực trạng tín dụng cá nhân tại Chi nhánh trong giai đoạn từ năm 2015 đến năm 2018, trong đó, có phản ánh vấn đề về hiện trạng nợ xấu trong nhóm khách hàng cá nhân tại Chi nhánh trong giai đoạn này. Chương 4 cũng trình bày kết quả phân tích dữ liệu khảo sát đối với 382 khách hàng có sử dụng dịch vụ tín dụng cá nhân của Chi nhánh trong thời điểm hiện tại, trong đó các nội dung khảo sát về đặc điểm khách hàng là những vấn đề trọng tâm mà nghiên cứu khai thác, nhằm phân tích các yếu tố thể hiện sự ảnh hưởng tới rủi ro tín dụng của khách hàng. Kết quả nghiên cứu cho thấy giới tính (X1); tuổi (X2); hôn nhân (X3); số lượng thành viên phụ thuộc (X4); vị trí việc làm (X7); thu nhập (X8), tình trạng nhà ở (X9) có ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của khách hàng cá nhân tại Vietinbank chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. Kết luận
Tín dụng cá nhân góp phân trong việc lưu thông nguồn vốn trong xã hội, di chuyển vốn từ nơi hiệu quả thấp đến nơi hiệu quả cao, từ nơi thừa đến nơi thiếu để đáp ứng nhu cầu vốn cho kinh doanh hoặc tiêu dùng của cá nhân/hộ gia đình. Các NHTM ngày càng thể hiện sự quan tâm trong việc phát triển dịch vụ tín dụng cá nhân, trong đó có phát triển về mặt số lượng dịch vụ, và số lượng khách hàng, cũng như giá trị các khoản vay. Tuy nhiên, vấn đề về rủi ro tín dụng cá nhân cũng vì thế mà có sự gia tăng trong thời gian gần đây. Chính vì thế, việc xác định các yếu tố nào có sự ảnh hưởng tới mức độ rủi ro của các khoản vay này, là điều cần thiết để các ngân hàng có thể chủ động trong việc giảm thiểu rủi ro tín dụng đối với nhóm khách hàng cá nhân, vốn rất đa dạng về đối tượng và tiềm ẩn nhiều rủi ro khi vấn đề quản lý khách hàng cá nhân còn nhiều điểm phức tạp, từ khâu quản lý thông tin, đến các vấn đề pháp lý liên quan đến biện pháp giải quyết các khoản nợ xấu.
Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam - Chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu cũng như các ngân hàng khác trong hệ thống NTHM, những năm gần đây đều tập trung phát triển đối với nghiệp vụ tín dụng cá nhân, và cũng đã có những bước phát triển quan trọng trong việc cung cấp dịch vụ. Vietinbank chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu đã tranh thủ thời cơ, nhìn ra cơ hội và tận dụng một cách triệt để những thuận lợi nêu trên để đạt được những kết quả đáng khích lệ. Hoạt động cho vay KHCN luôn đóng vai trò chủ đạo trong hoạt động tín dụng của Ngân Hàng và ngày càng phát triển với dư nợ cho vay tăng liên tục qua các năm và đã thu hút được một lượng lớn khách hàng đến giao dịch. Đồng thời, sự phát triển của hoạt động cho vay KHCN đã đóng góp vào sự phát triển chung của chi nhánh cũng như thành công của cả hệ thống VietinBank Việt Nam.
Các sản phẩm tín dụng cá nhân của VietinBank chi nhánh Bà Rịa Vũng Tàu đã thỏa mãn phần lớn nhu cầu của khách hàng trên địa bàn đặc biệt là các sản phẩm cho vay “mua nhà ở”, “sản xuất kinh doanh”, “sửa chữa nhà ở”, “cho vay tiêu dùng