Nhân tố | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | |
TN3: Người thân trong gia đình ít phụ thuộc vào thu nhâp của ông/bà | 0,893 | |||
TN4: Ông/bà luôn được trả lương đúng thời hạn | 0,857 | |||
TN5: Tiền phụ cấp, tiền thưởng của ông/bà hợp lý | 0,919 | |||
TSĐB1: Tài sản đảm bảo có khả năng tăng giá | 0,936 | |||
TSĐB2: Tài sản đảm bảo ít chịu tác động của thiên nhiên | 0,851 | |||
TSĐB3: Tài sản đảm bảo của ông/bà được thế chấp tại một tổ chức tín dụng | 0,839 | |||
TSĐB4: Tài sản đảm bảo của Ông/bà dễ chuyển nhượng | 0,889 | |||
TĐTC1: Ông/bà luôn có tin thần hợp tác với ngân hàng khi giải quyết các vấn đề | 0,895 | |||
TĐTC2: Ông/bà luôn trung thực với các thông tin cung cấp cho ngân hàng | 0,949 | |||
TĐTC3: Ông/bà có uy tín trong xã hội, do đó việc chậm thanh toán khoản vay sẽ là một vấn đề ảnh hưởng đến uy tín cá nhân | 0,812 | |||
TĐTC4: Ông/bà có người bảo lãnh | 0,908 | |||
NLTN1: Ông/bà luôn theo dòi tình hình thanh toán nợ | 0,812 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Dư Nợ Cho Vay Khcn Theo Ngành Nghề Kinh Doanh (Năm 2014 - 2016) -
Bảng Xếp Hạng Khách Hàng Cá Nhân Tại Bidv Quảng Bình -
Phân Tích Quản Trị Rủi Ro Tín Dụng Đối Với Khách Hàng Cá Nhân Tại Chi Nhánh Ngân Hàng Thương Mại Đầu Tư Và Phát Triển Quảng Bình Thông Qua Số Liệu -
Kết Quả Và Hạn Chế Trong Công Tác Quản Trị Rủi Ro Tín Dụng -
Hoàn thiện công tác quản trị rủi ro tín dụng đối với khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam – Chi nhánh Quảng Bình - 12 -
Hoàn thiện công tác quản trị rủi ro tín dụng đối với khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam – Chi nhánh Quảng Bình - 13
Xem toàn bộ 112 trang tài liệu này.
Nhân tố | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | |
NLTN2: Ông/bà trả lãi vay luôn đúng hạn | 0,805 | |||
NLTN3: Ông/bà trả nợ gốc luôn đúng hạn | 0,741 | |||
NLTN4: Nguồn thu nhập gặp khó khăn, ông/bà vẫn thanh toán đúng hạn | 0,792 | |||
Eigenvalue | 6,332 | 3,741 | 2,170 | 1,602 |
% of variance | 37,246 | 22,008 | 12,767 | 9,426 |
Cumulative (%) | 37,246 | 59,254 | 72,021 | 81,447 |
Cronbach’s Alpha | 0,944 | 0,941 | 0,925 | 0,833 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Theo kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA:
- Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem lại giá trị Eigenvalue. Kết quả có 4 nhân tố có giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 được giữ lại trong phân tích mô hình.
- Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria): phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích không nhỏ hơn 50%. Dựa vào bảng Total Variance Explained tổng phương sai trích là 70,86% > 50%, do đó phân tích nhân tố là phù hợp. 4 nhân tố được xác đinh trong bảng Total Variance Explained có thể được mô tả như sau:
- Nhân tố 1: Thu nhập (TN) có giá Eigenvalue = 6,332 > 1, nhân tố này liên
quan đến thu nhập cả khách hàng bao gồm 5 biến quan sát.
+ Thu nhập của ông/bà luôn ổn định;
+ Ông/bà có công việc cố định, khả năng thuyên chuyển thấp;
+ Người thân trong gia đình ít phụ thuộc vào thu nhâp của ông/bà;
+ Ông/bà luôn được trả lương đúng thời hạn;
+ Tiền phụ cấp, tiền thưởng của ông/bà hợp lý.
Nhân tố này giải thích được 37,246% phương sai. Các biến quan sát đều có
hệ số tải lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 2: Tài sản đảm bảo (TSĐB) có giá trị Eigenvalue = 3,741 > 1, nhân tố này liên quan đến tài sản thế chấp của khách hàng bao gồm 4 biến quan sát.
+ Tài sản đảm bảo có khả năng tăng giá;
+ Tài sản đảm bảo ít chịu tác động của thiên nhiên;
+ Tài sản đảm bảo của ông/bà được thế chấp tại một tổ chức tín dụng;
+ Tài sản đảm bảo của Ông/bà dễ chuyển nhượng.
Nhân tố này giải thích được 22,008% phương sai. Các biến quan sát đều có
hệ số tải lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 3: Thái độ tư cách khách hàng (TĐTC) có giá trị Eigenvalue = 2,170 > 1, nhân tố này liên quan đến thái độ trả nợ tín dụng và tư cách của khách hàng bao gồm 4 biến quan sát.
+ Ông/bà luôn có tin thần hợp tác với ngân hàng khi giải quyết các vấn đề
+ Ông/bà luôn trung thực với các thông tin cung cấp cho ngân hàng
+ Ông/bà có uy tín trong xã hội, do đó việc chậm thanh toán khoản vay sẽ là một vấn đề ảnh hưởng đến uy tín cá nhân
+ Ông/bà có người bảo lãnh
Nhân tố này giải thích được 12,767% phương sai. Các biến quan sát đều có
hệ số tải lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát này đều có ý nghĩa
- Nhân tố 4: Năng lực trả nợ (NLTN) có giá trị Eigenvalue = 1,602 > 1, nhân tố này liên quan đến năng lực trả nợ của khách hàng bao gồm 4 biến quan sát.
+ Ông/bà luôn theo dòi tình hình thanh toán nợ;
+ Ông/bà trả lãi vay luôn đúng hạn;
+ Ông/bà trả nợ gốc luôn đúng hạn;
+ Nguồn thu nhập gặp khó khăn, ông/bà vẫn thanh toán đúng hạn.
Nhân tố “Năng lực trả nợ” giải thích 9,426% phương sai và là nhân tố có tỷ lệ giải thích biến động thấp nhất. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Rút trích yếu tố “Khả năng hoàn trả vốn vay” về rủi ro tín dụng của khách
hàng tại ngân hàng BIDV – CN Quảng Bình.
Tiến hành đánh giá khả năng hoàn trả vốn vay của khách hàng cá nhân về rủi ro tín dụng thông qua 2 biến quan sát. Nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá nhằm kiểm tra xem độ phù hợp của dữ liệu, sử dụng kiểm định Kaiser – Meyer
– Olkin và kiểm định Barlett.
- Kết quả EFA thang đo khả năng hoàn trả vốn vay của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV – CN Quảng Bình
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố
KNHT1: Ông/bà nhận thấy khả năng hoàn trả vốn vay
của bản thân rất cao KNHT2: Trong tương lai, khi đến thời hạn hoàn trả vốn vay, Ông/bà tin chắc rằng mình sẽ hoàn trả đúng theo | 0,940 |
quy định của ngân hàng | |
Giá trị Eigenvalue | 1,769 |
Phương sai trích (%) | 88,430 |
Cronbach’s Alpha | 0,869 |
0,940
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá đối với các biến liên quan đến khả năng hoàn trả vốn của khách hàng cá nhân. Kết quả phân tích cho thấy Eigenvalues bằng 1,769 thỏa mãn điều kiện lớn hơn 1 và tổng phương sai rút trích là 88,430% > 50% đã cho thấy các điều kiện của phân tích nhân tố là phù hợp đối với biến quan sát. Ngoài ra, kết quả kiểm định Kaiser – Meyer – Olkin cho ta hệ số KMO = 0,5 và kết quả kiểm định Bartlett’s – test cũng cho thấy có giá trị nhỏ hơn
0.5. Nhân tố này có tên gọi “Khả năng hoàn trả vốn vay” của khách hàng tại Ngân
hàng BIDV – CN Quảng Bình.
Như vậy, luận văn đã xây dựng được một bộ thang đo mới, cho phép nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến công tác quản trị rủi ro tín dụng đối vói khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV – CN Quảng Bình. Đây là bộ thang đo đáng tin cậy với
hệ số tải nhân tố và hệ số Cronbach’s Alpha thích hợp. Do đó, bộ thang đo có thể sử dụng để tìm ra yếu tố quyết định ảnh hưởng quan trọng nhất đến hoạt động của công tác quản lý rủi ro tín dụng tại ngân hàng.
2.4.4. Phân tích mô hình hồi quy
Sau khi phân tích nhân tố khám phá và kiểm định độ tin cậy của các thang đo, nghiên cứu tiến hành hồi quy đa biến nhằm đo lường mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của các nhân tố đến khả năng hoàn trả vốn vay. Xây dựng mô hình hồi quy
Mô hình hồi quy tổng quát: Y = B0 + B1X1i + B2X2i + B3X3i + ... + BkXki + ei
Trong đó:
Y là biến phụ thuộc
Xki là biểu hiện giá trị của biến độc lập thứ k tại quan sát thứ i
Bk là hệ số hồi quy riêng
ei là một biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với trung bình là 0 và
phương sai không đổi.
Mô hình hồi quy của nghiên cứu có biến phụ thuộc là “Khả năng hoàn trả vốn vay” và các biến độc lập là các nhân tố được rút trích từ từ kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA.
Ta có mô phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
KNHT = β0 + β1TN + β2TSĐB + β3TĐTC + β4NLTN+ ei
Trong đó:
KNHT: Giá trị của biến phụ thuộc “Khả năng hoàn trả vốn vay” của khách
hàng cá nhân;
TN: Giá trị biến độc lập thứ hai “Thu nhập” của khách hàng cá nhân;
TSĐB: Giá trị biến độc lập thứ ba “Tài sản đảm bảo” của khách hàng cá nhân.
TDTC: Giá trị biến độc lập thứ tư “Thái độ tư cách khách hàng” của khách
hàng cá nhân.
NLTN: Giá trị biến độc lập thứ nhất “Năng lực trả nợ” của khách hàng cá nhân.
β1, β2, β3, β4: Hệ số hồi quy riêng của các biến độc lập.
ei: Là ảnh hưởng của các yếu tố khác đến khả năng hoàn trả vốn vay nhưng không được đưa vào mô hình.
- Kiểm định mô hình
Kiểm định giá trị độ phù hợp
Sau khi tiến hành phân tích ta được kết quả như bảng dưới. Trị số R có giá trị 0,851 cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong mô hình có tương quan khá chặt chẽ. Báo cáo kết quả hồi quy của mô hình cho thấy R2= 0,725, điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 72,5% hay nói cách khác là 72,5% sự biến thiên của biến khả năng hoàn trả vốn vay của khách hàng được giải thích bởi 4 thành phần ảnh hưởng. Giá trị R2 hiệu chỉnh phản ánh chính xác sự phù hợp của mô hình đối với tổng thể, ta có R2 hiệu chỉnh có giá trị là 0,716, có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 71,6% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi 4 biến độc lập, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình.
- Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng hoàn trả vốn
Model R R2
R2 hiệu chỉnh
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
4 0,851 0,725 0,716 0,362 1,831
Kiểm định F
- Kiểm định độ phù hợp mô hình
Mô hình Tổng bình phương
Df Trung bình bình phương
F Sig.
Hồi quy | 40,850 | 4 | 10,213 | 77,792 | 0,000 | |
4 | Số dư | 15,491 | 118 | 0,131 | ||
Tổng | 56,341 | 122 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS) Kiểm định F sử dụng trong bảng trên với giả thuyết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = 0 Nhìn vào giá trị Sig= 0,000 < 0,05 vì vậy bác bỏ giả thuyết H0. Chứng tỏ các
biến trong mô hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc. Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính được xem là phù hợp.
Kiểm định Durin- Watson
Kiểm định Durin- Watson dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề
nhau. Giả thuyết kiểm định:
H0: Hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0
Tiến hành kiểm định, luận văn thu được giá trị Durbin- Watson là 1,831 nằm trong khoảng (1,6; 2,6) cho thấy mô hình không có tự tương quan với nhau.
Kiểm tra đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình có tương quan
chặt chẽ với nhau.
- Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Đo lường đa cộng tuyến
Độ chấp nhận | Hệ số phóng đại phương sai | ||
(Hằng số) | |||
TSĐB: Tài sản đảm bảo | 0,702 | 1,424 | |
TN: Thu nhập | 0,827 | 1,209 | |
NLTN: Năng lực trả nợ | 0,796 | 1,256 | |
Mô hình
TĐTC: Thái độ - Tư cách
khách hàng
0,789 1,267
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS
Để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta căn cứ trên độ chấp nhận của biến và hệ số phóng đại phương sai VIF. Kết quả phân tích cho thấy độ chấp nhận đều lớn hơn 0,1 và hệ số phóng đại phương sai có giá trị nhỏ hơn 10 do đó có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Kiểm định hệ số tương quan
Kiểm định mối tương quan dùng để xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Mô hình hồi quy tốt là mô hình có hệ số tương quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc
lập lớn, thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa các biến với nhau, và điều này cũng chỉ ra rằng phân tích hồi quy là phù hợp.
- Hệ số tương quan Pearson
Khả năng hoàn khả vốn
0,592 Pearson | 0,649 | 0,474 | 0,575 |
Sig. (2-phía) 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
Tương quan
Thu nhập Tài sản
đảm bảo
Thái độ- Tư cách khách hàng
Năng lực
trả nợ
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Hệ số được xem xét có ý nghĩa nếu giá trị Sig nhỏ hơn 0,05. Và kết quả phân tích chỉ ra rằng có mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Các biến “Thu nhập” có r = 0,592, “Thái độ - Tư cách khách hàng” có r = 0,474, và “Năng lực trả nợ” có r = 0,575 thể hiện mối tương quan trung bình với biến phụ thuộc. Trong khi đó, biến “Tài sản đảm bảo” lại có giá trị r đạt 0,649 thể hiện mối tương quan mạnh với biến phụ thuộc. Như vậy, các kết quả cho thấy khách hàng trả lời phỏng vấn cho rằng các nhóm nhân tố trên có ảnh hưởng đến khả năng hoàn trả vốn vay cho ngân hàng.
- Kết quả phân tích hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hoá
B Độ lệch
chuẩn
Hệ số hồi
quy chuẩn
hoá T Sig. Beta
(Hằng số) | -1,498 | 0,379 | -3,956 | 0,000 | ||
TSĐB: Tài sản đảm bảo | 0,350 | 0,058 | 0,347 | 6,017 | 0,000 | |
4 | TN: Thu nhập | 0,331 | 0,050 | 0,349 | 6,568 | 0,000 |
NLTN: Năng lực trả nợ | 0,426 | 0,075 | 0,309 | 5,709 | 0,000 | |
TĐTC: Thái độ - Tư cách 0,347 | 0,077 | 0,245 | 4,510 | 0,000 | ||
khách hàng
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)