Trang chủ / 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 - 10



Biến quan sát

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!

Xem toàn bộ 112 trang tài liệu này.

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 - 10



Biến quan sát

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)

..... Xem trang tiếp theo?
⇦ Trang trước - Trang tiếp theo ⇨

Ngày đăng: 01/06/2022