Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay của khách hàng cá nhân tại ngân hàng tmcp sài gòn công thương – chi nhánh cần thơ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÂY ĐÔ - - LÂM YẾN PHƯỢNG CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO TRẢ NỢ VAY CỦA KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN SÀI GỊN CƠNG THƯƠNG CHI NHÁNH CẦN THƠ LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ CẦN THƠ, 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÂY ĐÔ - - LÂM YẾN PHƯỢNG CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO TRẢ NỢ VAY CỦA KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN SÀI GỊN CƠNG THƯƠNG CHI NHÁNH CẦN THƠ LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ Ngành: Tài - Ngân hàng Mã ngành: 8340201 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS Phan Đình Khơi CẦN THƠ, 2020 i LỜI CẢM TẠ Em xin chân thành cảm ơn quý thầy cô Khoa Sau Đại học Trường Đại học Tây Đơ tận tình giúp đỡ em suốt q trình học tập khóa học Đặc biệt, em xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc tới thầy Phan Đình Khơi tận tình hướng dẫn, giúp đỡ em suốt trình thực luận văn thạc sĩ Cảm ơn gia đình bạn tạo điều kiện thuận lợi, động viên, ủng hộ tinh thần, quan tâm, giúp đỡ em suốt thời gian học tập khóa học Em xin chân thành cảm ơn Cần Thơ, ngày 04 tháng 03 năm 2020 Người thực Lâm Yến Phượng ii ABSTRACT Research “The factors that affect the repayment risk of consumer credit borrowers in Can Tho SAIGONBANK for industry and trade” be done from 276 observations of individual customer that have loan at Can Tho Saigonbank Both binary logit and multinomial logit models were used to in this research The results showed that the multinomial logit outperformed the binary logit The results binary logit and multinomial logit models show that factors effect the repayment risk in SGB Bank Can Tho At repayment risk level 1, five factors affecting repayment risks of SGB Bank Can Tho include ratio of loan amount to value of collateral, borrowers’ loan history, loan purpose, customer occupation, loan inspection and supervision At credit risk level 2, factors borrowers’loan history has no statistical significance that experience of bank’s staff and all as the level This result conform the authors expected that factors positive impact to repayment risk that are ratio of loan amount to value of collateral, borrowers’loan history, loan purpose, customer occupation, loan inspection and supervision but experience of bank’s staff is impositive impact The based on results, author show that implied management so that reduce repayment risk of individual customer at Can Tho Saigonbank iii TÓM TẮT Nghiên cứu “Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay khách hàng cá nhân Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương – Chi nhánh Cần Thơ” thực thông qua 276 quan sát khách hàng cá nhân có vay vốn Saigonbank chi nhánh Cần Thơ Các phương pháp nghiên cứu sử dụng nghiên cứu thơng kê mơ tả phân tích hồi quy logit đa thức Kết mơ hình logit nhị thức logit đa thức yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay SGB Cần Thơ sau: Rủi ro trả nợ vay mức độ gồm: Tỷ lệ số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, lịch sử vay vốn, sử dụng vốn vay, nghề nghiệp khách hàng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu, riêng rủi ro trả nợ vay mức thì: Lịch sử vay vốn khơng có ý nghĩa thống kê thay vào kinh nghiệm cán tín dụng biến trên Kết phù hợp với kỳ vọng tác giả biến tỷ lệ số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo; lịch sử vay vốn; sử dụng vốn vay; nghề nghiệp khách hàng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu tác động kinh nghiệm cán tín dụng có tác động nghich chiều với rủi ro trả nợ vay Dựa kết tác giả đưa hàm ý quản trị nhằm giảm bớt phần rủi ro trả nợ vay khách hàng cá nhân Saigonbank Cần Thơ iv LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng Các số liệu kết nêu luận văn trung thực chưa công bố cơng tình khác Nếu khơng nêu trên, tơi hồn tồn chịu trách nhiệm đề tài NGƯỜI CAM ĐOAN Lâm Yến Phượng v MỤC LỤC Chương GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung .2 1.2.2 Mục tiêu cụ thể .2 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi không gian 1.4.3 Phạm vi thời gian 1.5 Cấu trúc đề tài Chương CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lý luận 2.1.1 Tổng quan tín dụng rủi ro tín dụng hoạt động cho vay khách hàng cá nhân a Khái niệm tín dụng b Các hình thức cấp tín dụng c Tín dụng cá nhân .5 d Khái niệm rủi ro tín dụng hoạt động cho vay khách hàng cá nhân .7 e Tác động rủi ro tín dụng đến khoản vay cá nhân f Một số tiêu đánh giá hoạt động tín dụng rủi ro tín dụng g Khả trả nợ vay khách hàng cá nhân 12 2.1.2 Sự cần thiết đo lường khả trả nợ vay khách hàng cá nhân 13 2.1.3 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay khách hàng cá nhân14 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm 17 2.3 Phương pháp nghiên cứu 21 2.4 Mơ hình nghiên cứu 23 2.5 Đánh giá công tác thẩm định sản phẩm nơng nghiệp Ngân hàng TMCP Sài Gịn Công Thương 25 2.5.1 Nguyên tắc chung 25 vi 2.5.2 Phương pháp đánh giá quản lý rủi ro tín dụng sản phẩm nơng nghiệp Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Công Thương 25 CHƯƠNG 29 PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG HOẠT ĐỘNG TÍN DỤNG KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG TMCP SÀI GỊN CƠNG THƯƠNG CHI NHÁNH CẦN THƠ 29 3.1 Tổng quan Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương 29 3.1.1 Lịch sử hình thành phát triển 29 3.1.2 Cơ cấu tổ chức quản lý Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương 30 3.2 Tổng quan Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương – Chi nhánh Cần Thơ (SGB– CN Cần Thơ) 32 3.3 Quy định quy trình cấp tín dụng Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương– CN Cần Thơ 35 3.3.1 Hoạt động cấp tín dụng ngân hàng thương mại 35 a Quan niệm hiệu kinh tế chất hiệu kinh doanh ngân hàng 35 b Hiệu việc cấp tín dụng 35 3.3.2 Quy trình cấp tín dụng ngân hàng thương mại 36 3.3.3 Quy định cấp tín dụng sản phẩm nơng nghiệp Ngân Hàng TMCP Sài Gịn Công Thương 36 3.4 Tình hình hoạt động kinh doanh ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương– CN Cần thơ ( 2016 – 2018) 41 3.4.1 Tình hình tổng tài sản 41 3.4.2 Tình hình huy động vốn 41 3.4.3 Tình hình dư nợ tín dụng Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương – CN Cần Thơ (2016 – 2018) 43 3.4.4 Tình hình dư nợ tín dụng Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng Thương – CN Cần Thơ (2016 -2018) 43 3.5 Phân tích rủi ro tín dụng sản phẩm nơng nghiệp Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương– CN Cần Thơ 45 3.5.1 Rủi ro định lượng 45 3.5.2 Rủi ro định tính 50 vii CHƯƠNG 61 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 61 4.1 Mô tả mẫu nghiên cứu 61 4.1.1 Cơ cấu mẫu biến phụ thuộc 61 4.1.2 Cơ cấu mẫu biến độc lập 62 4.2 Kiểm tra tượng trơng mơ hình 65 4.3 Kết ước lượng mơ hình hồi qui logit nhị thức đa thức 65 4.3.1 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng mơ hình logit nhị thức.66 4.3.2 Các yếu tổ ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng mức độ (nợ nhóm 3, 4) 67 4.3.3 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng mức độ (rủi ro khơng thể kiểm sốt gồm nợ nhóm 5) 69 CHƯƠNG 71 KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 71 5.1 Kết luận 71 5.2 Hàm ý quản trị 71 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 74 TÀI LIỆU THAM KHẢO 76 PHỤ LỤC 79 68 Tỷ lệ số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo có tương quan thuận với rủi ro mức có ý nghĩa mức 1% Hệ số tác động biên cho thấy tỷ lệ số tiền vay giá trị tài sản đảm bảo tăng lên 1% xác suất xảy rủi ro tín dụng nhóm tăng lên 15,6 điểm phần trăm Kết phù hợp với kỳ vọng đặt phù hợp với nghiên cứu trước Kohansal&Mansoori (2009), Trương Đông Lộc Nguyễn Thị Tuyết (2011), Phan Thị Mỹ Hạnh (2019) Lịch sử vay vốn có ý nghĩa mức 5% hệ số tác động biên -0,078 Kết cho thấy khách hàng chưa bị nợ hạn xác suất khách hàng xảy rủi ro mức độ giảm 7,8 điểm phần trăm Kết phù hợp với kỳ vọng tác giả phù hợp với nhiều nghiên cứu thực nghiệm như: nghiên cứu Lê Khương Ninh Lâm Bích Ngọc (2012), Phan Thị Mỹ Hạnh (2019), Phan Đình Khơi Nguyễn Việt Thành (2017) lịch sử trả nợ tốt đưa người vay vào danh sách khách hàng thân thuộc giảm thiểu chi phí giao dịch cho việc thu thập quản trị thông tin khách hàng, Lê Khương Ninh Lâm Bích Ngọc (2012), hộ trả nợ hạn lần đầu dễ vay nhiều lần lượng tiền vay tăng tạo uy tín với TCTD Yếu tố sử dụng vốn vay có tương quan nghịch với rủi ro tín dụng theo dấu kỳ vọng có ý nghĩa mức 1% Điều có nghĩa khách hàng sử dụng vốn mục đích xác suất xảy rủi ro tín dụng nhóm giảm 11,7 điểm phần trăm Kết phù hợp với kỳ vọng đặt phù hợp với nghiên cứu trước Phan Đình Khơi Nguyễn Việt Thành (2017) Nghề nghiệp khách hàng có tương quan nghịch với rủi ro với mức ý nghĩa 1%, hệ số tác động biên -0,109 người vay cán quản lý rủi ro thuộc mức độ giảm 10,9 điểm phần trăm Kết nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng tác giả nhà quản lý có rủi ro trả nợ thấp Các nhà quản lý khơng những khách hàng có kinh nghiệm lâu năm, thời gian gắn bó lâu dài với đơn vị cơng tác mà cịn đối tượng có mối quan hệ xã hội rộng, gầy dựng uy tín/mức độ tin cậy định rủi ro thấp Kết phù hợp với nghiên cứu trước Chapman (1940), Black Morgan (1998), Lea cộng (1993), Dinh Thi Huyen Thanh and Stefanie (2006) 69 Yếu tố liên quan đến ngân hàng số lần kiểm tra giám sát (KTSDV) có tương quan nghịch với rủi ro tín dụng có ý nghĩa mức 5% Có nghĩa thêm lần kiểm tra giám sát hồ sơ khách hàng làm giảm 1,5% khả xảy rủi ro tín dụng Kết tương đồng với nghiên cứu Trương Đông Lộc Nguyễn Thị Tuyết (2011) Việc kiểm tra giám sát khoản vay mối quan tâm hàng đầu ngân hàng nợ xấu xảy phần q trình kiểm tra, giám sát khơng chặt chẽ Ngân hàng thông qua mối quan hệ chặt chẽ, trao đổi thông tin thường xuyên, ràng buộc quyền nghĩa vụ hai bên hợp đồng hợp tác với đơn vị có nhiều thông tin liên quan đến khách hàng nên dễ dàng chấp nhận cho vay Bên cạnh đó, thơng qua việc trao đổi thông tin đơn vị ngân hàng đặn hàng tháng, cán tín dụng có cảnh báo sớm vấn đề bất ngờ nảy sinh khách hàng mình, giúp cán phát xử lý tốt vấn đề không trả nợ, cần 4.3.3 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng mức độ (rủi ro khơng thể kiểm sốt gồm nợ nhóm 5) Các yếu tổ ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng mức độ (rủi ro khơng thể kiểm sốt gồm nợ nhóm 5) bao gồm: số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, sử dụng vốn vay, nghề nghiệp khách hàng, kinh nghiệm cán tín dụng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu (Bảng 4.4) Biến tài sản đảm bảo có tương quan thuận với rủi ro mức có ý nghĩa mức 10% Hệ số tác động biên cho thấy tỷ lệ số tiền vay giá trị tài sản đảm bảo tăng lên 1% xác suất xảy rủi ro tín dụng nhóm tăng 3,5 điểm phần trăm, tương tự kết ước lượng mức rủi ro Yếu tố sử dụng vốn vay có tương quan nghịch với rủi ro tín dụng theo dấu kỳ vọng có ý nghĩa mức 5% Điều có nghĩa khách hàng sử dụng vốn mục đích xác suất xảy rủi ro tín dụng nhóm giảm 2,2 điểm phần trăm Kết phù hợp với kỳ vọng đặt phù hợp với nghiên cứu trước Phan Đình Khơi Nguyễn Việt Thành (2017) Tương tự kết ước lượng mức rủi ro biến nghề nghiệp có tương quan nghịch với rủi ro mức có ý nghĩa mức 1% Hệ số tác động biên là: - 0,015 Hệ 70 số tác động biên cho thấy nhà quản lý xác xuất xảy rủi ro giảm 1,5 điểm phần trăm Kết phù hợp với nghiên cứu trước Chapman (1940), Black Morgan (1998), Lea cộng (1993), Dinh Thi Huyen Thanh and Stefanie (2006) Yếu tố liên quan đến ngân hàng số lần kiểm tra giám sát (KTSDV) có tương quan nghịch với rủi ro tín dụng có ý nghĩa mức 10% Có nghĩa thêm lần kiểm tra giám sát hồ sơ khách hàng làm giảm 1,4% khả xảy rủi ro tín dụng Kết tương đồng với nghiên cứu Trương Đông Lộc Nguyễn Thị Tuyết (2011) Khác với kết nghiên cứu mức Kinh nghiệm cán tín dụng có ý nghĩa thống kê, nghiên cứu kỳ vọng cán tín dụng có nhiều kinh nghiệm việc thẩm định quản lý khách hàng xác suất xảy rủi ro tín dụng giảm Bảng 4.4 cho thấy kinh nghiệm cán tín dụng có ý nghĩa mức 10% Kinh nghiệm cán tín dụng tăng lên năm làm giảm xác suất xảy rủi ro tín dụng hồ sơ vay 0,7 điểm phần trăm Như vậy, với mơ hình Logit nhị thức mức độ 1, có biến có ý nghĩa số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, lịch sử vay vốn có tác động thuận chiều lên rủi ro trả nợ vay, biến lại sử dụng vốn vay, nghề nghiệp khách hàng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu điều có tác động nghịch chiều lên rủi ro tín dụng Đối với mức độ biến lịch sử vay vốn khơng có ý nghĩa thống kê thay vào kinh nghiệm cán tín dụng có tác động nghịch chiều với rủi ro tín dụng 71 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1 Kết luận Qua nghiên cứu “Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay khách hàng cá nhân ngân hàng TMCP Sài Gòn Công thương chi nhánh Cần Thơ” đưa nhìn tổng quan thực trạng vay trả nợ vay khách hàng, đồng thời xác định yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay khách hàng thông qua 276 quan sát khách hàng vay vốn SGB- Cần Thơ Với mục tiêu chung phân tích yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay, nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng logit nhị thức đa thức để làm sáng tỏ vấn đề nghiên cứu đạt mục tiêu đề Kết mơ hình logit nhị thức logit đa thức yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay SGB Cần Thơ sau : Các biến có ý nghĩa mơ hình logit nhị thức logit đa thức mức gồm: Tỷ lệ số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, lịch sử vay vốn, sử dụng vốn vay, nghề nghiệp khách hàng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu, riêng mức thì: Lịch sử vay khơng có ý nghĩa thống kê thay vào kinh nghiệm cán tín dụng biến trên Trong biến tỷ lệ số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, lịch sử vay vốn có tác động thuận chiều lên rủi ro trả nợ vay với mức ý nghĩa (TLTSDB 1% logit nhị thức, 1% logit đa thức_mức 1, 10% logit đa thức mức LSVV 5% logit nhị thức logit đa thức mức 1, mức khơng có ý nghĩa), biến cịn lại điều có tác động nghịch chiều lên rủi ro tín dụng Mơ hình hồi quy có tỷ lệ dự báo đạt 91,67% Kết phù hợp với kỳ vọng tác số nội dung thảo luận chương 2, gồm lược khảo tài liệu sở lý luận Đồng thời dựa kết tác giả đưa hàm ý quản trị nhằm giảm bớt phần rủi ro trả nợ vay 5.2 Hàm ý quản trị Trên sở kết phân tích thực nghiệm mục 4.2 yếu tố: số tiền vay/tổng trị giá tài sản đảm bảo, lịch sử vay vốn, sử dụng vốn vay, nghề nghiệp khách hàng, số lần kiểm tra hồ sơ vay trước khoản vay chuyển sang nợ xấu, riêng mức thì: Lịch sử vay khơng có ý nghĩa thống kê thay vào kinh nghiệm cán tín 72 dụng, với góc độ nhận thức tác giả, tác giả xin phép đưa số hàm ý quản trị nhằm hạn chế rủi ro trả nợ vay Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương chi nhánh Cần Thơ sau: Chính sách tín dụng ngân hàng sở quan trọng để đảm bảo cho hoạt động tín dụng quỹ đạo, góp phần định đến thành công hay thất bại ngân hàng Chính sách tín dụng bao gồm sách khách hàng, sách quy mơ, giới hạn tín dụng sách lãi suất Một sách tín dụng phù hợp giúp tăng cường chun mơn hóa phân tích tín dụng, tạo thống chung hoạt động cấp tín dụng nhằm hạn chế rủi ro tín dụng, thu hút thêm khách hàng, phân tán rủi ro, tuân thủ theo pháp luật, chấp hành tốt sách nhà nước, đảm bảo khả sinh lời cho ngân hàng tạo động lực cho kinh tế xã hội phát triển Với ý nghĩa đó: Thứ nhất, thời gian tới SGB Cần Thơ nên tiếp tục tiếp thị, có sách ưu tiên mức vay, lãi suất, thời gian vay… khách hàng cán quản lý cơng ty, có thỏa thuận phướng thức thu nợ nguồn thu nợ qua tài khoản chuyên thu giúp kiểm soát thu nhập dùng để trả nợ, hạn chế phát sinh vấn đề liên quan đến rủi ro đạo đức Đây nhóm đối tượng kỳ vọng có thu nhập ổn định từ lương, mức lương trung bình trở lên đảm bảo khả toán nợ vay Thứ hai, việc mở rộng tín dụng khơng đồng nghĩa với việc dễ dãi khâu lựa chọn khách hàng, giám sát cán tín dụng khách hàng giảm xuống, tính tn thủ qui trình, qui định nới lỏng Do đó, muốn quản trị rủi ro tín dụng bên cạnh phải xây dựng sách hợp lý quy trình tín dụng cần quan tâm để vừa phù hợp với ngân hàng giai đoạn cụ thể vừa đảm bảo phục vụ khách hàng tốt Thủ tục cho vay nên thiết kế phù hợp với nhóm khách hàng, loại cho vay để khách hàng đến vay vốn, cán ngân hàng phải hướng dẫn chi tiết, đầy đủ thủ tục cần thiết để khách hàng chuẩn bị lần, hạn chế yêu cầu khách hàng phải bổ sung thơng tin, hồ sơ có liên quan gây phiền hà cho khách hàng, làm lãng phí thời gian tốn tiền bạc khách hàng, kiểm tra giám sát sau vay vấn đề quan trọng cần nhấn mạnh lần quản trị xử lý rủi ro tín dụng, kiểm tra giám sát sau vay nhiều điều xem 73 xét vấn đề mục đích sử dụng vốn khách hàng có với mục đích ban đầu hay khơng nhằm tìm biện pháp xử lý kịp thời, kết thống kê cho thấy phần rủi ro không trả nợ vay sử dụng sai mục đích ban đầu Thứ ba, trình thẩm định cán ngân hàng cần đặc biệt ý đến lịch sử trả nợ SGB TCTD khác mà khách hàng cịn cịn dư nợ Hạn chế khơng đề xuất cho vay khách hàng có lịch sử trả nợ khơng tốt, có nợ cần ý 12 tháng gần nhất, nợ xấu 05 năm gần Thứ tư, ngân hàng cần quan tâm đến thực sách liên quan đến tài sản đảm bảo Tài sản đảm bảo giá trị vật ràng buộc khách hàng trả nợ hợp đồng vay nguồn thu hồi nợ mà khách hàng khả trả nợ Đồng thời dựa nâng cao tầm quan trọng việc thẩm định trước vay Thứ năm, cần đào tạo đội ngũ cán tín dụng có đạo đức nghề nghiệp sáng, trình độ chun mơn cao, thơng thạo kỹ phân tích khách hàng, chun sâu nghiệp vụ thơng tin tín dụng… để khai thác tốt luồng thơng tin từ đưa phân tích tín dụng xác, hiệu quả, kết hợp tiền bối có nhiều kinh nghiệm công tác thẩm định hướng dẫn hậu bối chưa có nhiều kinh nghiệm xử lý vấn đề phức tạp, nghề dạy nghề, dựa kết cho thấy người thuộc nhóm nợ rủi ro khơng thể kiểm sốt người có kinh nghiệm thấp Thứ sáu, cần quan tâm đầu tư công nghệ Công nghệ tốt giúp cho ngân hàng cung cấp dịch vụ đại, phong phú phục vụ nhu cầu ngày lớn đa dạng khách hàng Trong đó, đặc thù hoạt động cho vay khách hàng cá nhân giao dịch với số lượng khách hàng đông đa dạng, ngân hàng phải thực số lượng lớn hợp đồng cho vay Do đó, hệ thống công nghệ ngân hàng đại vừa tiết kiệm thời gian công sức cán tín dụng, vừa nhằm hạn chế tối đa nhầm lẫn, sai sót q trình giao dịch với khách hàng Hiện nay, hầu hết ngân hàng có xây dựng hệ thống chấm điểm, xếp hạng tín dụng cho khách hàng cá nhân, theo đó, tương ứng với mức xếp hạng có định cấp tín dụng phù hợp Tuy nhiên, hệ thống xếp hạng cịn nhiều bất 74 cập, mặt, có nhiều thơng tín đánh giá chủ quan, mặt khác, thơng tin có tính chất định lượng chưa có/hoặc có chưa chặt chẽ kiểm sốt khâu nhập liệu dẫn đến cán tín dụng điều chỉnh thông tin, đưa kết chấm điểm sai lệch Trên sở thơng tin thu thập được, cán tín dụng cần trung thực với kết từ phân tích thơng tin mang lại Bên cạnh đó, cán ngân hàng cần phải tăng cường giám sát sau giải ngân để phát kịp thời dấu hiệu bất thường từ khách hàng sử dụng vốn sai mục đích, đầu tư vào lĩnh vực nhạy cảm với biến động thị trường….để có biện pháp đơn đốc, nhắc nhở thu hồi nợ; kịp thời phối hợp với bên có liên quan quan, cơng ty khách hàng công tác để giữ lại nguồn thu nhập cịn lại Cuối cùng, qui trình tín dụng, kết giai đoạn trước tiền đề để thực giai đoạn tiếp theo, ảnh hưởng đến chất lượng công việc giai đoạn sau Nhưng, tùy trường hợp cụ thể mà giai đoạn qui trình tín dụng cán tín dụng áp dụng cách linh hoạt tạo thuận lợi cho khách hàng vay vốn Kết đánh giá cán tín dụng định đến hiệu tín dụng Nếu kết đánh giá sai làm giảm khách truyền thống ngân hàng gặp phải nguy không thu hồi nợ Đối với khách hàng quan hệ lần đầu ngân hàng phải có trách nhiệm hướng dẫn cụ thể thủ tục, phương thức cho vay đặc biệt quan tâm khả trả nợ, uy tín, lịch sử tín dụng khách hàng Đối với khách hàng thường xun lâu năm cơng việc dễ dàng hơn, ngân hàng có thơng tin định khách hàng Tất nhiên, tất trường hợp, cán tín dụng phải thận trọng, xem xét cách kỹ lưỡng trước định cho vay giám sát chặt chẽ sau giải ngân nhằm đảm bảo khách hàng sử dụng vốn mục đích, có hiệu tn thủ trình tự qui trình tín dụng 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu Bên cạnh kết đạt được, đề tài tồn số hạn chế: Mô hình nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro trả nợ vay cho khách hàng cá nhân chưa mở rộng phân khúc khách hàng doanh nghiệp đề tài nghiên cứu yếu tố nội bên ngân hàng khách hàng chưa quan tâm đến yếu tố vĩ mơ kinh tế… Do đề tài đề xuất hướng nghiên cứu 75 phân tích yếu tố vĩ mơ để có nhìn tổng quan vấn đề nghiên cứu, từ đánh giá mức độ phù hợp hiệu mơ hình cách xác 76 TÀI LIỆU THAM KHẢO Basel Committee on Banking Supervison, 2006 International convergence of capital measurement and capital standards: a received framework – comprehensive version, Bank for International Settlements Bonfim, D (2009) Credit Risk Drivers: Evaluating the Contribution of Firm Level Information and of Macroeconomic Dynamics Journal of Banking and Finance.33: 281-299 Das, A., & Ghosh, S (2007) Determinants of credit risk in Indian state-owned banks: An empirical investigation Economic issues-stoke on Trent 12: 1-27 De Lis, F S., Pagés, J M., & Saurina, J (2001) Credit growth, problem loans and credit risk provisioning in Spain BIS Papers 1: 331-353 Hồ Diệu, 2003 Tín dụng ngân hàng Hồ Chí Minh: Nhà xuất thống kê Đường Thị Thanh Hải (2016) Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tín dụng cá nhân Việt Nam Tạp chí tài số (http://tapchitaichinh.vn/kinh-te-vimo/cac-nhan-to-anh-huong-den-hieu-qua-tin-dung-ca-nhan-o-viet-nam84217.html, ngày truy cập 30/09/2019) Lê Thị Hạnh (2017), “Kiểm soát rủi ro tín dụng theo Basel II NHTM Việt Nam”, Tạp chí Tài kỳ II tháng 12/2018 IMF, 2004 Comlilation Guide on Financial Soundness Indicators Phan Đình Khơi Nguyễn Việt Thành, 2017 Các yếu tố vi mơ ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng: Trường hợp ngân hàng thương mại cổ phần sở hữu nhà nước Hậu Giang Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, tập 47, phần D(2017): 104-111 ISSN 1859 – 2333 10 Kohansal M.R., Mansoori H (2009) Factors affecting loan Repayment Performance of Farmers in Khorasan-Razavi Province of Iran Conference on International Research on Food Security, Natural Resource Management and Rural Development, University of Hamburg, October 6-8, 2009 11 Trương Đông Lộc (2010) Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại Nhà nước khu vực Đồng sông Cửu Long Tạp chí Kinh tế phát triển 156: 49-52 77 12 Trương Đông Lộc Nguyễn Thị Tuyết (2011) Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng Ngân hàng thương mại cổ phần Ngoại thương Chi nhánh thành phố Cần Thơ Tạp chí Ngân hàng 5: 38-41 13 Trương Đơng Lộc, Nguyễn Thanh Bình, 2011 Các nhân tố ảnh hưởng đến khả trả nợ vay hạn nơng hộ tỉnh Hậu Giang Tạp chí CN ngân hàng, số 64 14 Mukhtar Ahmad, Muhammad Bahzad Anjum, 2012 Factors Affecting Delay in Repayments of Agricultural Credit; A Case Study of District Kasur of Punjab Province World Applied Sciences Journal 17 (4): 447-451, 2012 ISSN 1818 – 4952 15 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2001 Quyết định 1627/2001/QĐ-NHNN Về việc ban hành Quy chế cho vay tổ chức tín dụng khách hàng 16 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2013 Thông tư 02/2013/TT-NHNN Quy định quy định phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phịng rủi ro việc sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro hoạt động tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước 17 Nguyễn Minh Nhàn, 2012, Phân loại nợ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Ngân hàng Thương mại cổ phần Á Châu Thực trạng giải pháp Luận văn Thạc sĩ Học viện Ngân hàng 18 NHNN, Quyết định số 493/2005/QĐ-NHNN ban hành quy định phân loại nợ, trích lập sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro tín dụng hoạt động ngân hàng tổ chức tín dụng 19 Lê Khương Ninh Lâm Thị Bích Ngọc (2012) Rủi ro tín dụng cho vay doanh nghiệp nhỏ vừa chi nhánh Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam Đồng sơng Cửu Long Tạp chí Cơng nghệ ngân hàng 73: 3-12 20 Trần Thế Sao, 2017 Các yếu tố ảnh hưởng khả trả nợ ngân hàng nông hộ địa bàn địa bàn huyện Bến Lức (http://tapchicongthuong.vn/baiviet/cac-yeu-to-anh-huong-kha-nang-tra-no-ngan-hang-cua-nong-ho-tren-diaban-huyen-ben-luc-tinh-long-an-46830.htm, ngày truy cập 27/06/2019) 21 Sullivan, A.C & Fisher, R.M, 1988 Consumer credit deliquency risk: Characteristics of consumers who fall behind Journal of Retail Banking, 10, 53 - 64 78 22 Trương Thị Thanh Thuý, 2017, Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến khả trả nợ vay khách hàng cá nhân Ngân hàng TMCP Đầu tư Phát triển Việt Nam – chi nhánh Long An Luận văn Thạc sĩ Trường ĐH Kinh tế TP.HCM 23 Wongnaa CA., Awunyo-Vitor D., 2013 Factors Affecting Loan Repayment Performance Among Yam Farmers in the Sene District, Ghana Agris on-line Papers in Economics and Informatics, No 79 PHỤ LỤC Mơ hình Logit nhị thức | TLTSDBX1 KNTNX2 LSVVX3 SDVVX4 NGHENG~5 HONNHA~6 KNCBTDX7 KTSDV -+ -TLTSDBX1 | 1.0000 KNTNX2 | -0.0675 1.0000 LSVVX3 | 0.0121 -0.0729 1.0000 SDVVX4 | -0.0861 0.1960 -0.2605 1.0000 NGHENGHIEPX5 | -0.1507 0.1441 -0.1691 0.2245 1.0000 HONNHANX6 | 0.0361 0.2146 -0.0596 0.0679 0.0020 1.0000 KNCBTDX7 | -0.0985 0.1045 -0.1389 0.0735 0.0574 0.0646 1.0000 KTSDV | -0.1481 0.1294 -0.1867 0.0501 0.0595 -0.0238 0.0463 1.0000 Source | SS df MS -+ -Model | 14.1163113 1.76453891 Residual | 21.4923844 267 080495822 -+ -Total | 35.6086957 275 129486166 Number of obs F( 8, 267) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 276 21.92 0.0000 0.3964 0.3783 28372 -Y1 | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -TLTSDBX1 | 2955778 0667843 4.43 0.000 1640869 4270687 KNTNX2 | -.0016876 0011963 -1.41 0.160 -.0040429 0006678 LSVVX3 | 2007897 0524618 3.83 0.000 0974982 3040812 SDVVX4 | -.2774145 0531089 -5.22 0.000 -.38198 -.1728491 NGHENGHIEPX5 | -.1791699 0400988 -4.47 0.000 -.25812 -.1002199 HONNHANX6 | -.0457773 0371039 -1.23 0.218 -.1188307 027276 KNCBTDX7 | -.0090539 0054626 -1.66 0.099 -.0198092 0017014 KTSDV | -.0352869 0129534 -2.72 0.007 -.0607907 -.0097831 _cons | 6255549 0992889 6.30 0.000 4300662 8210437 -Variable | VIF 1/VIF -+ -SDVVX4 | 1.15 0.870939 LSVVX3 | 1.15 0.873338 KNTNX2 | 1.12 0.889256 NGHENGHIEPX5 | 1.10 0.909026 KTSDV | 1.08 0.928717 TLTSDBX1 | 1.06 0.943084 HONNHANX6 | 1.06 0.943289 KNCBTDX7 | 1.04 0.961481 -+ -Mean VIF | 1.09 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Y1 chi2(1) Prob > chi2 Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration 0: 1: 2: 3: 4: 5: log log log log log log = = 88.66 0.0000 pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood Logistic regression Log pseudolikelihood = -66.335104 = = = = = = -117.70337 -75.157066 -66.773615 -66.335462 -66.335104 -66.335104 Number of obs Wald chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = 276 51.55 0.0000 0.4364 -| Robust 80 Y1 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -TLTSDBX1 | 2.795401 8367514 3.34 0.001 1.155399 4.435404 KNTNX2 | -.0187089 0184226 -1.02 0.310 -.0548165 0173987 LSVVX3 | 1.291699 5508303 2.35 0.019 2120915 2.371307 SDVVX4 | -1.995641 5620773 -3.55 0.000 -3.097293 -.8939902 NGHENGHIEPX5 | -1.803169 4724586 -3.82 0.000 -2.729171 -.8771672 HONNHANX6 | -.6836179 4987722 -1.37 0.170 -1.661194 2939577 KNCBTDX7 | -.1203922 0783801 -1.54 0.125 -.2740144 03323 KTSDV | -.4343998 187935 -2.31 0.021 -.8027456 -.0660539 _cons | 2.270526 1.520517 1.49 0.135 -.7096322 5.250684 -Marginal effects after logit y = Pr(Y1) (predict) = 06213554 -variable | dy/dx Std Err z P>|z| [ 95% C.I ] X -+ -TLTSDBX1 | 1629012 05854 2.78 0.005 048171 277632 488289 KNTNX2 | -.0010903 00111 -0.98 0.327 -.003269 001089 32.8278 LSVVX3*| 114957 07165 1.60 0.109 -.025484 255398 141304 SDVVX4*| -.2223164 09323 -2.38 0.017 -.405038 -.039595 862319 NGHENG~5*| -.1578452 05417 -2.91 0.004 -.26402 -.05167 724638 HONNHA~6*| -.0443186 03461 -1.28 0.200 -.112153 023516 65942 KNCBTDX7 | -.0070158 00441 -1.59 0.111 -.015653 001621 9.2971 KTSDV | -.0253145 01117 -2.27 0.023 -.047209 -.00342 3.03986 -(*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from to Logistic model for Y1 True -Classified | D ~D | Total -+ + + | 24 | 29 | 18 229 | 247 -+ + Total | 42 234 | 276 Classified + if predicted Pr(D) >= True D defined as Y1 != -Sensitivity Pr( +| D) 57.14% Specificity Pr( -|~D) 97.86% Positive predictive value Pr( D| +) 82.76% Negative predictive value Pr(~D| -) 92.71% -False + rate for true ~D Pr( +|~D) 2.14% False - rate for true D Pr( -| D) 42.86% False + rate for classified + Pr(~D| +) 17.24% False - rate for classified Pr( D| -) 7.29% -Correctly classified 91.67% -( ( ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) 8) [Y1]TLTSDBX1 = [Y1]KNTNX2 = [Y1]LSVVX3 = [Y1]SDVVX4 = [Y1]NGHENGHIEPX5 = [Y1]HONNHANX6 = [Y1]KNCBTDX7 = [Y1]KTSDV = chi2( 8) = Prob > chi2 = 51.55 0.0000 81 Mơ hình Logit đa thức | TLTSDBX1 KNTNX2 LSVVX3 SDVVX4 NGHENG~5 HONNHA~6 KNCBTDX7 KTSDV -+ -TLTSDBX1 | 1.0000 KNTNX2 | -0.0675 1.0000 LSVVX3 | 0.0121 -0.0729 1.0000 SDVVX4 | -0.0861 0.1960 -0.2605 1.0000 NGHENGHIEPX5 | -0.1507 0.1441 -0.1691 0.2245 1.0000 HONNHANX6 | 0.0361 0.2146 -0.0596 0.0679 0.0020 1.0000 KNCBTDX7 | -0.0985 0.1045 -0.1389 0.0735 0.0574 0.0646 1.0000 KTSDV | -0.1481 0.1294 -0.1867 0.0501 0.0595 -0.0238 0.0463 1.0000 Source | SS df MS -+ -Model | 22.5147781 2.81434726 Residual | 29.1373959 267 109128823 -+ -Total | 51.6521739 275 187826087 Number of obs F( 8, 267) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 276 25.79 0.0000 0.4359 0.4190 33035 -Y2 | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -TLTSDBX1 | 38797 0777602 4.99 0.000 2348688 5410713 KNTNX2 | -.0025325 0013929 -1.82 0.070 -.005275 0002099 LSVVX3 | 2541494 0610839 4.16 0.000 1338821 3744168 SDVVX4 | -.3310709 0618373 -5.35 0.000 -.4528215 -.2093202 NGHENGHIEPX5 | -.2069638 046689 -4.43 0.000 -.2988892 -.1150384 HONNHANX6 | -.0674505 0432018 -1.56 0.120 -.1525101 0176091 KNCBTDX7 | -.0133468 0063604 -2.10 0.037 -.0258697 -.0008239 KTSDV | -.0491627 0150823 -3.26 0.001 -.078858 -.0194673 _cons | 7851715 1156069 6.79 0.000 5575545 1.012789 -Variable | VIF 1/VIF -+ -SDVVX4 | 1.15 0.870939 LSVVX3 | 1.15 0.873338 KNTNX2 | 1.12 0.889256 NGHENGHIEPX5 | 1.10 0.909026 KTSDV | 1.08 0.928717 TLTSDBX1 | 1.06 0.943084 HONNHANX6 | 1.06 0.943289 KNCBTDX7 | 1.04 0.961481 -+ -Mean VIF | 1.09 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Y2 chi2(1) Prob > chi2 Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration 0: 1: 2: 3: 4: 5: 6: 7: 8: log log log log log log log log log = = 183.56 0.0000 pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood pseudolikelihood Multinomial logistic regression Log pseudolikelihood = -74.375825 = = = = = = = = = -134.92826 -113.43744 -85.706981 -79.354203 -75.470193 -74.48502 -74.377994 -74.375829 -74.375825 Number of obs Wald chi2(16) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = 276 63.08 0.0000 0.4488 -| Robust 82 Y2 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0 | (base outcome) -+ -1 | TLTSDBX1 | 2.709573 8442145 3.21 0.001 1.054943 4.364204 KNTNX2 | -.0176065 0186794 -0.94 0.346 -.0542175 0190045 LSVVX3 | 1.255731 5572627 2.25 0.024 1635166 2.347946 SDVVX4 | -1.949916 5713848 -3.41 0.001 -3.06981 -.8300225 NGHENGHIEPX5 | -1.765493 4759347 -3.71 0.000 -2.698308 -.8326783 HONNHANX6 | -.651592 5069561 -1.29 0.199 -1.645208 3420237 KNCBTDX7 | -.1115346 0785952 -1.42 0.156 -.2655783 0425091 KTSDV | -.4123695 1898164 -2.17 0.030 -.7844028 -.0403361 _cons | 2.06561 1.553786 1.33 0.184 -.9797539 5.110974 -+ -2 | TLTSDBX1 | 6.091272 3.562955 1.71 0.087 -.8919924 13.07454 KNTNX2 | -.0741599 0539964 -1.37 0.170 -.179991 0316712 LSVVX3 | 2.198685 1.41249 1.56 0.120 -.5697446 4.967115 SDVVX4 | -4.024041 1.641418 -2.45 0.014 -7.241162 -.8069203 NGHENGHIEPX5 | -3.081283 1.149354 -2.68 0.007 -5.333975 -.8285913 HONNHANX6 | -1.151807 1.293512 -0.89 0.373 -3.687043 1.38343 KNCBTDX7 | -.6864646 3614292 -1.90 0.058 -1.394853 0219236 KTSDV | -1.870065 1.102611 -1.70 0.090 -4.031143 2910131 _cons | 5.621597 5.920605 0.95 0.342 -5.982576 17.22577 -Average marginal effects Model VCE : Robust Number of obs = 276 Expression : Pr(Y2==1), predict(pr outcome(1)) dy/dx w.r.t : TLTSDBX1 KNTNX2 LSVVX3 SDVVX4 NGHENGHIEPX5 HONNHANX6 KNCBTDX7 KTSDV -| Delta-method | dy/dx Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -TLTSDBX1 | 1564034 0629085 2.49 0.013 0331049 2797019 KNTNX2 | -.0007227 001328 -0.54 0.586 -.0033255 0018801 LSVVX3 | 0777836 0361998 2.15 0.032 0068333 1487339 SDVVX4 | -.1156058 0360571 -3.21 0.001 -.1862765 -.0449351 NGHENGHIEPX5 | -.1094442 0331543 -3.30 0.001 -.1744254 -.0444631 HONNHANX6 | -.0402688 0353685 -1.14 0.255 -.1095898 0290523 KNCBTDX7 | -.002739 0057236 -0.48 0.632 -.013957 008479 KTSDV | -.0157973 0155062 -1.02 0.308 -.0461889 0145944 -Average marginal effects Model VCE : Robust Number of obs = 276 Expression : Pr(Y2==2), predict(pr outcome(2)) dy/dx w.r.t : TLTSDBX1 KNTNX2 LSVVX3 SDVVX4 NGHENGHIEPX5 HONNHANX6 KNCBTDX7 KTSDV -| Delta-method | dy/dx Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -TLTSDBX1 | 0353477 0283841 1.25 0.213 -.0202842 0909795 KNTNX2 | -.0005609 0004056 -1.38 0.167 -.0013559 0002341 LSVVX3 | 0104016 0123108 0.84 0.398 -.0137271 0345302 SDVVX4 | -.021994 0144259 -1.52 0.127 -.0502682 0062802 NGHENGHIEPX5 | -.0145287 0112013 -1.30 0.195 -.0364828 0074254 HONNHANX6 | -.0055019 0111667 -0.49 0.622 -.0273882 0163843 KNCBTDX7 | -.005629 0033515 -1.68 0.093 -.0121979 0009399 KTSDV | -.0144132 0111053 -1.30 0.194 -.0361792 0073528