Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá trên, tổng phương sai trích là 62,026% lớn hơn 50% và giá trị Eigenvalues của các nhân tố đều lớn hơn 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố là phù hợp.
b. Phân tích EFA cho biến phụ thuộc CLTD
Bảng 2.16: Kiểm định KMO cho biến phụ thuộc
Trị số KMO (KaiserMeyerOlkin of Sampling Adequacy) | 0,827 | |
Đại lượng thống kê Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity) | Approx, ChiSquare | 957,259 |
Df | 10 | |
Sig, | 0,000 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Nim Của Nhtmcp Việt Nam Và Tỷ Lệ Tăng Trưởng Nim Từ 2014 2018 -
Hệ Số Car Bình Quân Của Các Nhtmcp Việt Nam Từ Năm 2014 – 2018 -
Mô Hình Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Cltd Tại Nhtmcp Việt Nam -
Nâng cao chất lượng tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 1669220937 - 18 -
Nâng cao chất lượng tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 1669220937 - 19 -
Nâng cao chất lượng tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam 1669220937 - 20
Xem toàn bộ 254 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết xuất SPSS 20.0)
Kết quả
kiểm định cho ra trị
số của KMO đạt
0,827 > 0,5 và Sig của
Bartlett’s Test là 0,000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy 4 biến quan sát CLTD1, CLTD2,
CLTD3, CLTD4 có tương quan với nhau và hoàn toàn phù hợp với phân tích nhân tố.
Bảng 2.17: Kết quả EFA cho các biến phụ thuộc
Hệ số tải | |
CLTD1 | 0,811 |
CLTD3 | 0,795 |
CLTD4 | 0,778 |
CLTD5 | 0,767 |
CLTD2 | 0,752 |
Eigenvalues | 3,046 |
Phương sai rút trích | 60,923% |
(Nguồn: Kết xuất SPSS 20.0) Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá trên, tổng phương sai trích là 60,923% lớn hơn 50% và giá trị eigenvalues của nhân tố lớn hơn 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố là phù hợp. Như vậy ta thu được nhân tố CLTD với
5 biến quan sát CLTD1, CLTD2, CLTD3, CLTD4, CLTD5.
Dựa trên kết quả ma trận xoay ta có bảng nhóm các nhân tố sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám phá:
Bảng 2.18: Nhóm các nhân tố sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám phá
Nhân tố | Ký hiệu | Biến số đo lường |
Chiến lược và chính sách | CLCS | CLCS1, CLCS2, CLCS3, CLCS4, CLCS5, CLCS6, CLCS7 |
Tổ chức, quản trị điều hành tín dụng | QTDH | QTDH1, QTDH3, QTDH4, QTDH5, QTDH6, QTDH7 |
Công nghệ thông tin | CNTT | CNNH1, CNNH2, CNNH3, CNNH4, TTTD1, TTTD2, TTTD3, TTTD4, TTTD5 |
Quản lý rủi ro tín dụng | QLRR | QLRR1, QLRR2, QLRR3, QLRR4, QLRR5, QLRR6, QLRR7 |
Cán bộ tín dụng | CBTD | CBTD1, CBTD2, CBTD3, CBTD4, CBTD5, CBTD6, CBTD7 |
Kiểm soát nội bộ | KSNB | KSNB1, KSNB2, KSNB3, KSNB5, KSNB6 |
Chất lượng tín dụng | CLTD | CLTD1, CLTD2, CLTD3, CLTD4, CLTD5 |
(Nguồn: Kết quả phân tích nhân tố khám phá từ SPSS 20.0)
Mô hình nghiên cứu điều chỉnh như sau:
Hình 2.5: Mô hình nghiên cứu sau khi điều chỉnh
(Nguồn: Kết quả phân tích nhân tố khám phá) Từ các kết quả trên ta có các giả thuyết nghiên cứu sau:
H1+: Chiến lược và chính sách tín dụng được đánh giá càng cao thì hoạt
động
cho vay càng tốt
và ngược
lại.
Hay nói cách khác, nhân tố Chiến lược và
chính sách tín dụng và CLTD có quan hệ cùng chiều.
H2+: Công tác tổ chức và quản trị điều hành của ngân hàng phù hợp về mặt số lượng, chất lượng, tính chuyên môn hóa càng cao có tác động tích cực đến chất
lượng tín dụng
H3+: Công nghệ ngân hàng và thông tín tín dụng tác động tích cực đến chất lượng tín dụng.
H4+: Quản lý rủi ro tín dụng được áp dụng theo thông lệ quốc tế hướng đến mục tiêu an toàn, hiệu quả và bền vững càng làm tăng CLTD của ngân hàng
H5+: Cán bộ tín dụng được
đánh giá càng cao thì hoạt
động
TD càng tốt.
Hay nói cách khác, thành phần CBTD và hoạt động cho vay có quan hệ cùng chiều. H6+: Quy trình kiểm tra, kiểm soát nội bộ chặt chẽ, khoa học, hoạt động
kiểm tra kiểm soát nội bộ CLTD
được thực hiện thường xuyên tác động tích cực đến
2.2.2.6 Phân tích tương quan
Bảng 2.19: Hệ số tương quan giữa các biến độc lập
CLCS | QTDH | CNTT | CBTD | QLRR | KSNB | CLTD | ||
CLCS | Pearson Correlation | 1 | 0,425 | 0,120 | 0,154 | 0,576 | 0,472 | 0,644 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,006 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
QTDH | Pearson Correlation | 0,425 | 1 | 0,151 | 0,190 | 0,390 | 0,254 | 0,537 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,001 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
CNTT | Pearson Correlation | 0,120 | 0,151 | 1 | 0,144 | 0,158 | 0,244 | 0,279 |
Sig, (2tailed) | 0,006 | 0,001 | 0,001 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
CBTD | Pearson Correlation | 0,154 | 0,190 | 0,144 | 1 | 0,228 | 0,128 | 0,301 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,000 | 0,001 | 0,000 | 0,004 | 0,000 | ||
QLRR | Pearson Correlation | 0,576 | 0,390 | 0,158 | 0,228 | 1 | 0,458 | 0,615 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
KSNB | Pearson Correlation | 0,472 | 0,254 | 0,244 | 0,128 | 0,458 | 1 | 0,526 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,004 | 0,000 | 0,000 | ||
CLTD | Pearson Correlation | 0,644 | 0,537 | 0,279 | 0,301 | 0,615 | 0,526 | 1 |
Sig, (2tailed) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
(Nguồn: Kết xuất SPSS 20.0)
Từ kết quả chạy tương quan giữa các biến đại diện cho các nhân tố độc lập với biến đại diện cho nhân tố phụ thuộc cho thấy tất cả các biến đều có tương
quan với biến phụ thuộc CLTD (r >0, p<0,05), các biến độc lập và các biến phụ thuộc đủ điều kiện để thực hiện bước phân tích hồi quy tiếp theo.
2.2.2.7 Phân tích hồi quy tuyến tính
Sau khi thực hiện phân tích tương quan, việc phân tích hồi quy tiếp theo nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc là CLTD.
Bảng 2.20: Phân tích hồi quy tuyến tính
Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | P | VIF | |||
B | Std, Error | Beta | ||||
(Constant) | 0,038 | 0,145 | 0,792 | |||
CLCS | 0,266 | 0,032 | 0,296 | 0,000 | 1,744 | |
QTDH | 0,202 | 0,026 | 0,238 | 0,000 | 1,293 | |
CNTT | 0,088 | 0,023 | 0,110 | 0,000 | 1,087 | |
CBTD | 0,108 | 0,026 | 0,121 | 0,000 | 1,080 | |
QLRR | 0,204 | 0,033 | 0,223 | 0,000 | 1,695 | |
KSNB | 0,176 | 0,032 | 0,182 | 0,000 | 1,432 | |
R bình phương chưa chuẩn hóa: 0,618 | ||||||
R bình phương đã chuẩn hóa: 0,614 | ||||||
P(Anova): 0,000 | ||||||
Durbin – Watson: 1,946 | ||||||
(Nguồn: Kết xuất SPSS 20.0)
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mô hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Kết quả phân tích trên bảng trên cho thấy:
Giá trị hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) lớn nhất là 1,695; các giá trị đều nhỏ hơn 5 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy bội vừa xây dựng
Hệ số R bình phương giúp đo đạc mức độ phù hợp của mô hình với ý nghĩa là các biến độc lập giải thích được bao nhiêu % sự biến thiên của biến phụ thuộc
R2 đã chuẩn hóa = 0,614 có ý nghĩa là: các biến độc lập trong mô hình giải thích được 61,4% sự biến thiên của biến phụ thuộc và còn lại sự biến thiên của biến phụ thuộc do các yếu tố ngoài mô hình. Như vậy, mô hình hồi quy hoàn toàn phù hợp
Ý nghĩa thống kê của các nhân tố P đều < 0,05 tức là mức ý nghĩa thống kê trên 95%; như vậy các nhân tố đều tác động đến CLTD tại NHTMCP
Kết quả phân tích hồi quy trên cho thấy 3 > hệ số Durbin Watson = 1,946
> 1, vì thế cho phép kết luận không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính không bị vi phạm. Vì thế, cho phép khẳng định mô hình hồi quy đã được kiểm định trong nghiên cứu này và được chấp nhận. Từ các phân tích định lượng trên ta có mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:
Chất lượng tín dụng = 0,296 Chiến lược và chính sách TD + 0,238 Tổ chức và quản trị điều hành + 0,223 Quản lý rủi ro tín dụng + 0,182 Kiểm soát nội bộ + 0,121 Cán bộ tín dụng + 0,11 Công nghệ thông tin
2.2.2.8 Phân tích kết quả nghiên cứu định lượng
Từ bảng Phân tích hồi quy tuyến tính
và phương
trình hồi
quy tuyến
tính
bội
đã được
phân tích trong phần
trên tác giả trình bày và giải thích chi tiết kết
quả kiểm định của các giả thuyết nghiên cứu liên quan, sắp xếp theo thứ tự sự tác động giảm dần như sau:
Thứ nhất: Chiến lược và chính sách tín dụng
Giả thuyết H1: Chiến lược và chính sách tín dụng được đánh giá càng cao
thì hoạt động cho vay càng tốt và ngược lại. Hay nói cách khác, thành phần chính
sách tín dụng và CLTD có quan hệ cùng chiều. Chiến lược và chính sách tín dụng
của ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến chất lượng tín dụng của ngân hàng với
mức ý nghĩa thống kê trên 95% (sig = 0,000<0,05). Như vậy giả thuyết H1 được
chấp
nhận.
Xét trọng
số Beta chuẩn
hoá ta thấy
rằng
yếu
tố này có tác động
mạnh nhất đến chất lượng tín dụng của ngân hàng vì có hệ số Beta lớn nhất (với
β = 0,296). Điều
này có nghĩa là trong điều
kiện
các yếu
tố khác không đổi
thì
C h i ến l ượ c v à Chính sách tín dụng của ngân hàng đối với khách hàng nâng lên
hoặc
giảm
xuống
1 đơn
vị thì chất
lượng
tín dụng
của
ngân hàng cũng tăng lên
hoặc giảm xuống 0,296 lần. Chính sách tín dụng
ảnh
hưởng
lớn
đến
chất
lượng
tín dụng. Nếu ngân
hàng đầu tư vào đối tượng vay vốn chưa tìm hiểu kỹ như: đầu tư vào cho vay đóng
sà lan, đầu
tư vào bất
động
sản,…thì sẽ gây ra rủi ro tín dụng.
Như vậy
ngân
hàng cần
xem chính sách tín dụng
là quan trọng
nhất
ảnh
hưởng
đến
chất
lượng tín dụng của ngân hàng TMCP Việt Nam
Thứ hai: Tổ chức và quản trị điều hành tín dụng
Giả thuyết H2 phát biểu rằng: Công tác tổ chức và quản trị điều hành của ngân hàng phù hợp về mặt số lượng, chất lượng, tính chuyên môn hóa càng cao có
tác động tích cực đến chất lượng tín dụng. Năng lực quản trị của c á n b ộ ngân
hàng có
ảnh
hưởng
tích cực
đến
chất lượng tín dụng của ngân hàng với mức ý
nghĩa thống nhận.
kê trên 95% (sig = 0,000<0,05). Như
vậy
giả thuyết
H2 được chấp
Với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,238) yếu tố này có tác động
mạnh
thứ 2
đến
chất
lượng
tín dụng
của
ngân hàng trong mô hình nghiên cứu của tác giả.
Như vậy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì Cơ cấu tổ chức và năng lực quản trị điều hành của c á n b ộ ngân hàng tăng lên 1 đơn vị thì chất lượng tín dụng của ngân hàng cũng tăng lên 0,238 lần và ngược lại.
Thứ ba: Quản lý rủi ro tín dụng
Giả thuyết H4: Quản lý rủi ro tín dụng được áp dụng theo các thông lệ quốc tế hướng đến mục tiêu an toàn, hiệu quả và bền vững càng làm tăng CLTD của ngân hàng. Khi nhân tố Quản lý rủi ro tín dụng tăng lên hoặc giảm xuống 1 đơn vị
thì chất lượng tín dụng vị.
của ngân hàng cũng tăng lên hoặc giảm xuống 0,223 đơn
Thứ tư: Kiểm soát nội bộ
Giả
thuyết H6:
Quy trình kiểm tra, kiểm soát nội bộ
chặt chẽ, khoa học,
hoạt động kiểm tra kiểm soát nội bộ được thực hiện thường xuyên tác động tích
cực đến chất lượng tín dụng. Khi nhân tố Quản lý rủi ro tín dụng tăng lên hoặc
giảm xuống
1 đơn vị thì chất
lượng
tín dụng
của
ngân hàng cũng tăng lên hoặc
giảm xuống 0,182 đơn vị.
Thứ năm: Cán bộ tín dụng
Giả thuyết H5: Cán bộ tín dụng được
đánh giá chuyên môn nghiệp vụ càng
cao, đạo đức nghề nghiệp tốt
thì hoạt
động cho vay càng tốt. Hay nói cách khác,
thành phần cán bộ tín dụng và hoạt động cho vay có quan hệ cùng chiều. Từ kết
quả phân tích hồi
quy, xét trọng
số Beta chuẩn
hoá, tác giả thấy
rằng
yếu tố
CBTD được
các NHTMCP đánh giá là quan trọng
thứ
tư ảnh
hưởng
đến
chất
lượng tín dụng vì có hệ số Beta = 0,121. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các
yếu tố khác không đổi Cán bộ tín dụng được đánh giá càng cao thì hoạt động cho
vay càng tốt. Phẩm chất đạo đức và trình độ chuyên môn của cán bộ ngân hàng –
tỷ lệ thuận
với
chất
lượng
tín dụng. Khi nhân tố Cán bộ tín dụng tăng lên hoặc
giảm xuống
1 đơn vị thì chất
lượng
tín dụng
của
ngân hàng cũng tăng lên hoặc
giảm xuống 0,121 đơn vị. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với thực trạng hiện nay, nhiều vụ án tham nhũng, làm mất tiền, gây ra nợ xấu,… tại các ngân hàng mà phần lớn đều do đạo đức cán bộ
Th ứ
s á u :
Công nghệ thông tin
Giả thuyết H3 cho rằng: Trang thiết bị công nghệ hiện đại, phần mềm đánh giá tín dụng ngân hàng an toàn và tin cậy, nguồn thông tin của ngân hàng đa dạng,
có độ chính xác cao tác động tích cực đến chất lượng tín dụng. Công nghệ ngân
hàng là chỉ số dự báo có ý nghĩa đến chất lượng tín dụng (sig = 0,000<0,05). Hay
nói cách khác, Công nghệ thông tin có ảnh hưởng tích cực đến chất lượng tín dụng
của ngân hàng với mức ý nghĩa thống kê trên 95%. Như vậy, giả thuyết H3 được ủng hộ. Khi Công nghệ thông tin của ngân hàng tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lượng tín dụng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,11 lần với điều kiện
ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi.
2.3 Đánh giá thực trạng chất lượng tín dụng của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
2.3.1 Kết quả đạt được
2.3.1.1 Kết quả đạt được qua các chỉ tiêu đánh giá CLTD tại NHTMCP Việt Nam Qua những nội dung phân tích ở mục 2.2 cho thấy, giai đoạn 2014 2018 các NHTMCP Việt Nam đã đạt được những kết quả nhất định trong việc nâng cao năng
lực tài chính, cụ thể là:
Thứ nhất: Quy mô, cơ cấu, tăng trưởng tín dụng của các NHTMCP Việt Nam chuyển dịch theo hướng tích cực
Tăng trưởng tín dụng
Tăng trưởng tín dụng của các NHTMCP tăng đều từ 12,1% (năm 2014) đến 19% (năm 2017) và giảm xuống 14% năm 2018 tập trung vào các ngành sản xuất kinh doanh, góp phần tích cực hỗ trợ tăng trưởng kinh tế. Mức tăng 14% là phù hợp với bối cảnh hiện nay khi mà quy mô tín dụng của Việt Nam đã trên 130/GDP.
Điều này phản ánh mức độ
kiểm soát chặt chẽ
hơn của Ngân hàng Nhà nước.
Trong những năm gần đây, kể từ sau ảnh hưởng cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 2009, rồi đến giai đoạn hậu khủng hoảng 2010 2012, thì giai đoạn tăng trưởng tín dụng thấp gần đây nhất là vào năm 2014 Ngân hàng Nhà nước định hướng chỉ tiêu tăng trưởng tín dụng chỉ khoảng 12 14%. Đây là mức mà nhiều tổ chức quốc tế khi đánh giá xếp hạng tín nhiệm Việt Nam đã khuyến cáo. Việc giữ tăng trưởng tín dụng ở mức thấp là một trong những yếu tố hỗ trợ làm giảm tỉ lệ vốn ngắn hạn cho vay trong dài hạn ở các năm tiếp theo.
Năm 2018 nguồn vốn tín dụng đã được khơi thông, tăng trưởng tốt ngay từ đầu năm và tăng đều qua các tháng, góp phần hỗ trợ tích cực cho tăng trưởng kinh tế. Tăng trưởng dư nợ tín dụng đến cuối năm 2018 tăng 14% so với cuối năm 2017. Tín dụng bằng VND tăng trưởng từ đầu năm, trong khi đó, tăng trưởng ngoại tệ biến động tăng từ đầu năm đến tháng 8 và giảm trong những tháng cuối năm. Tín
dụng bằng VND chiếm tỷ trọng khoảng 92%, tín dụng ngoại tệ chiếm tỷ trọng
khoảng 8%, phù hợp với chủ trương chống đô la hóa của Chính phủ [21]
Nhìn lại năm 2018, tín dụng toàn ngành tăng trưởng khoảng 14%. Năm 2019, định hướng của NHNN tăng trưởng tín dụng chỉ 14%, với phương châm mở rộng tín dụng gắn liền với an toàn và hiệu quả. Lý do để chọn con số 14% cho mục tiêu tăng trưởng tín dụng năm 2019 vì: thứ nhất, năm 2018, tín dụng toàn hệ thống chỉ tăng 14%, nhưng GDP vẫn tăng 7,08%, cao nhất trong vòng 10 năm qua. Thứ hai, tín dụng tăng chậm lại, song tổng quy mô tín dụng trong nền kinh tế ngày càng phình to và đã đạt trên 140%/GDP. Thứ ba, tín dụng chỉ là một trong nhiều kênh dẫn vốn cho nền kinh tế. Ngoài kênh này, doanh nghiệp còn cần huy động vốn bằng kênh trái phiếu, cổ phiếu…
Cùng với việc đưa ra hạn mức tăng trưởng thấp cho toàn hệ thống, NHNN
sẽ tiếp tục cấp hạn ngạch tín dụng cho từng nhà băng, dựa vào tiềm lực tài chính