24 (1993) có đề cập đến biến “Homeowner” hay còn được gọi là sở hữu nhà ở hoặc tài sản tích lũy Trong nghiên cứu của mình, ông đã kết luận rằng sở hữu nhà ở có tác động cùng chiều với khả năng trả nợ[.]
24 (1993) có đề cập đến biến “Homeowner” hay cịn gọi sở hữu nhà tài sản tích lũy Trong nghiên cứu mình, ơng kết luận sở hữu nhà có tác động chiều với khả trả nợ hộ gia đình nghĩa hộ gia đình có tài sản tích lũy khả trả nợ hạn cao so với hộ gia đình khơng có tài sản tích lũy Điều trùng hợp với nghiên cứu Duca Rosenthal (1993) Tại Iran, nghiên cứu Mohammad Reza Kohansal cộng (2009) sử dụng mơ hình logit để giải thích khả trả nợ vay hạn khách hàng cá nhân Kết nghiên cứu cho thấy kinh nghiệm nông dân, thu nhập, khoản vay nhận giá trị tài sản chấp có quan hệ đồng biến với khả trả nợ; ngược lại, lãi suất cho vay lại tương quan nghịch biến với khả trả nợ Trong đó, Pishbahar cộng (2015) lại cho lãi suất tác động thuận chiều với khả trả nợ vay Tại Đông Nam Á, Việt Nam Malaysia hai quốc gia có có tình hình kinh tế tương đồng với Đây hai quốc gia phát triển có tốc độ tăng trưởng GDP hàng đầu khu vực, nhu cầu vay vốn khơng thể thiếu Trong cơng trình nghiên cứu, Roslan Abdul-Hakim cộng (2009) thực phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả trả nợ trường hợp tín dụng vi mô ngân hàng Agrobank Các tác giả thu thập tổng cộng 2.630 quan sát, giai đoạn từ tháng 06/2007 đến tháng 08/2007 86 chi nhánh Agrobank, Malaysia Các tác giả chia yếu tố ảnh hưởng thành nhóm: Nhóm bao gồm nhân tố liên quan đến đặc điểm bên vay, nhóm liên quan đến khả kinh doanh khách hàng vay nhóm liên quan đến thân khoản vay Sau đó, sử dụng mơ hình Probit để tìm yếu tố có ảnh hưởng đến khả khả trả nợ vay Cơng trình nghiên cứu rằng: Biến giới tính có ý nghĩa thống kê tỷ lệ nợ hạn đối nam giới so với nữ giới cao Ngồi ra, người vay cơng tác ngành dịch vụ, thương mại có rủi ro tín dụng người cơng tác ngành sản xuất Người vay đào tạo chuyên môn tốt công việc làm có khả trả nợ cao so với người lao động không đào tạo Giá trị khoản vay có tác động thuận chiều khả trả nợ khách hàng tức giá trị khoản vay lớn rủi 25 ro không trả nợ thấp Kết tương đồng với nghiên cứu John M Chapman (1940) nghiên cứu Gabriel Jimenez cộng (2004) lại đối lập với kết nghiên cứu Manohar P Sharma cộng (1997) Thời hạn cho vay tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê mức 1%, thời gian cho vay lâu tỷ lệ nợ q hạn cao Ngồi ra, Norhaziah Nawai cộng (2012) có đề cập đến yếu tố ảnh hưởng đến khả trả nợ chương trình tín dụng vi mơ Malaysia Trong đó, tác giả thu thập liệu 309 khách hàng giai đoạn từ tháng 11 năm 2010 đến tháng 02 năm 2011 Nhằm đạt mục đích nghiên cứu ban đầu, tác giả chia tình trạng trả nợ vay khách hàng thành mức, cụ thể: Nếu khách hàng trả nợ vay ngày gọi trả nợ hạn, khách hàng trả nợ thiếu chậm gọi lại nợ hạn khách hàng không trả nợ liên tiếp tháng gọi tình trạng vỡ nợ Bài nghiên cứu ứng dụng mơ hình hồi quy logit với 12 biến sau: Giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, tơn giáo, thu nhập, khoảng cách đến nơi vay, đăng ký SSM (đăng ký kinh doanh Malaysia), số lượng khoản vay phê duyệt tháng, tổng dư nợ, số lần kiểm soát sau vay mục đích vay có hay khơng Theo đó, yếu tố: độ tuổi, tơn giáo, số lượng khoản vay phê duyệt tháng đăng ký SSM có tác động ngược chiều đến khả trả nợ vay, biến giới tính, khoảng cách đến nơi vay, tổng số nợ, số lần kiểm sốt sau vay mục đích vay có hay khơng khách hàng ảnh hưởng thuận chiều đến khả trả nợ khách hàng Trong đó, mơ hình giải thích 84.72% ảnh hưởng biến độc lập lên biến phụ thuộc, đồng thời có biến đạt mức ý nghĩa 1% là: Khoảng cách đến nơi vay tổng dư nợ Đối với cơng trình nghiên cứu Li Rui cộng (2010), mục đích ước tính mức độ hạn chế tín dụng mà gia đình nơng thơn Trung Quốc phải đối mặt, tác động thu nhập tiêu dùng hộ gia đình Các tác giả đưa vào biến độc lập đặc biệt để giải thích cho biến phụ thuộc, chi phí đất đai, chi phí y tế giáo dục tác động tích cực đáng kể đến nhu cầu tín dụng hộ gia đình Cán cân tài gia đình có tác động tiêu cực đến nhu cầu tín dụng Biến “Rela-ar (mối quan hệ)” có tác động tích cực đến 26 nguồn cung tín dụng (mức ý nghĩa 1%) Điều cho thấy, “mối quan hệ” có vai trị quan trọng thị trường tín dụng nơng thơn Trung Quốc Hơn nữa, Zhang Izumida (2013) có cơng trình nghiên cứu nhằm xác định yếu tố định đến khả trả nợ vay tỉnh Quý Châu, Trung Quốc Các kết thực nghiệm “thu nhập hộ gia đình” cao khơng tăng khả trả nợ Tuy nhiên, yếu tố “mức độ quen biết” cao hơn, “thu nhập người di cư” “việc làm quan phủ” lại yếu tố cải thiện tích cực khả trả nợ Thơng qua hai nghiên cứu trên, ta thấy thay đổi không gian thời gian nghiên cứu cho kết khơng tương đồng với 2.1.2 Các nghiên cứu Việt Nam Tại Việt Nam, phải kể đến cơng trình nghiên cứu Vương Quân Hoàng cộng (2006) thực hồi quy nhị nguyên logit tập mẫu 1.728 khách hàng ngân hàng Techcombank biến phụ thuộc “Mức tín nhiệm khách hàng thể nhân” (Các tác giả chia thành hai nhóm Nhóm A_Khách hàng tốt Nhóm B_Khách hàng không tốt) 16 biến phụ thuộc là: “Tuổi tác, trình độ học vấn, loại hình cơng việc, thời gian cơng tác, mức thu nhập hàng tháng, tình trạng hôn nhân, nơi cư trú, thời gian cư trú, số người phụ thuộc, phương tiện lại, phương tiện thông tin, chênh lệch thu nhập chi tiêu, giá trị tài sản khách hàng, giá trị khoản nợ, quan hệ với Techcombank uy tín giao dịch” Dựa kết thực mơ hình, tác giả bỏ 02 biến thời gian công tác uy tín giao dịch cho có tượng đa cộng tuyến với biến khác hệ số trong mơ hình 16 biến thể không ổn định Các biến “thu nhập hàng tháng, chênh lệch thu nhập chi tiêu giá trị tài sản khách hàng” có tác động thuận chiều đến mức tín nhiệm khách hàng thể nhân, có nghĩa biến tăng mức tín nhiệm cao tương đương với khách hàng tốt Đối với 11 biến cịn lại có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc Ngoài khả dự đốn mơ hình tốt tỷ lệ khách hàng dự đoán 99.02% tổng số 1.728 khách hàng Một nghiên cứu khác Trương Đơng Lộc cộng (2011), tập mẫu 436 nông hộ năm 2009 địa bàn tỉnh Hậu Giang Trong cơng trình 27 mình, tác giả đặt biến phụ thuộc “Khả trả nợ vay hạn nông hộ”(Y: Y nhận giá trị nông hộ trả nợ vay hạn, nhận giá trị trả nợ không hạn) Và biến độc lập (X1…X7) sau: “Mục đích sử dụng vốn vay (biến giả, nơng hộ sử dụng vốn vay mục đích, sử dụng sai mục đích), thu nhập sau vay, lãi suất vay, tuổi người vay, ngành nghề tạo thu nhập nơng hộ (biến giả, ngành nghề tạo thu nhập trả nợ từ nông nghiệp, nghề khác), số thành viên gia đình có thu nhập, trình độ học vấn chủ hộ (biến giả, chủ hộ học từ lớp trở lên, ngược lại)” Các tác giả kết luận khả trả nợ vay hạn nơng hộ có tương quan thuận với thu nhập sau vay, trình độ học vấn chủ hộ số thành viên gia đình có thu nhập Kết hồi quy Probit rằng: Trước tiên, giá trị LR(likelihood ratio) mơ hình 77.07 mơ hình có ý nghĩa thống kê mức 1% Các biến: Thu nhập sau vay, số thành viên gia đình có thu nhập học vấn có mối tương quan thuận với khả trả nợ hạn nông hộ Ngược lại, lãi suất vay tương quan nghịch với khả trả nợ hạn nơng hộ Cơng trình nghiên cứu Hồng Thanh Hải cộng (2018) sử dụng liệu trả nợ 30.000 khách hàng tín dụng cá nhân ngân hàng Đài Loan vào tháng 10 năm 2005, liệu dùng để xây dựng mơ hình có kích thước 29.543, lấy từ tháng đến tháng năm 2005 sở sử dụng phần mềm R 3.3.1 để phân tích liệu Nhóm tác giả sử dụng mơ hình logit dự báo xác suất vỡ nợ khách hàng tín dụng cá nhân đánh giá tác động nhân tố đến xác suất này, thực kiểm định đa cộng tuyến đánh giá độ xác phân loại sở so sánh độ xác phân loại mơ hình liệu huấn luyện liệu kiểm định với ngưỡng xác suất phân loại vỡ nợ không vỡ nợ 0,5 Mô hình sử dụng gồm biến phụ thuộc biến nhị phân (nhận giá trị khách hàng vỡ nợ, nhận giá trị ngược lại) 23 biến giải thích bao gồm thơng tin cá nhân liệu trả nợ khách hàng: hạn mức tín dụng (đơn vị: la Đài Loan), giới tính khách hàng (1-nam; 2-nữ), trình độ học vấn (1-sau đại học; 2-đại học; 3-phổ thơng; 4-khác), tình trạng nhân (1-đã kết hôn; 2-độc thân; 3-khác), độ tuổi (tuổi),