Bảng 4.3 : Kết qủa phân tích sự ảnh hưởng của các yếu tố đến rủi ro tín dụng tại
ngân hàng TMCP Đông Nam Á
Stt Các yếu tố ảnh hưởng Kỳ vọng Kết quả nghiên cứu
1 Số tiền vay +\- +
2 Thời gian vay + +
3 Lãi suất vay + K
4 Mục đích vay - K
5 Tài sản thế chấp - -
6 Tời gian cấp tín dụng - K
7 Định giá độc lập - K
8 Trình độ chuyên môn - K
10 Số năm hoạt động - +
11 Vốn chủ sở hữu - -
12 Lợi nhuận trước thuế - -
13 Lĩnh vực kinh doanh - K
Chú thích : đồng biến (+), nghịch biến (-) và không ảnh hưởng (K)
( nguồn từ bảng kết quả hồi quy)
Phương trình hồi quy sẽ có βo = 0 cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì rủi ro tín dụng là 0
Số tiền vay:
Hệ số βcủa số tiền vay trong bảng hồi quy là 0.230 tức là số tiền vay có mối tương quan thuận đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp, nghĩa là khi khoản tiền vay càng lớn thì doanh nghiệp có rủi ro tín dụng càng cao, còn ngược lại khi khoản tiền vay của doanh nghiệp thấp thì rủi ro tín dụng cũng thấp theo. Trong
điều kiện các yếu tố khác không đổi khi số tiền vay tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ tăng lên 0.230 đơn vị ( đồng biến).
Thời gian vay:
Hệ số βcủa thời gian vay trong bảng hồi quy là 0.387 tức là thời gian vay có mối tương quan thuận đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp, nghĩa là khi khoản thời gian vay càng dài thì doanh nghiệp có rủi ro tín dụng càng cao, còn ngược lại khi thời gian vay của doanh nghiệp ngắn thì rủi ro tín dụng cũng thấp theo. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi thời gian vay tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ tăng lên 0.387 đơn vị ( đồng biến).
Số năm hoạt động
Hệ số βsố năm hoạt động trong bảng hồi quy là 0.180 tức là số năm hoạt động có mối tương quan thuận đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp, nghĩa là khi số năm hoạt động càng dài thì doanh nghiệp có rủi ro tín dụng càng cao, còn ngược lại khi số năm hoạt động của doanh nghiệp ngắn thì rủi ro tín dụng cũng thấp theo. Trong yếu tố số năm hoạt động của doanh nghiệp khi hồi quy có xu hướng ngược dấu so với kỳ vọng. Vì khi doanh nghiệp có số năm hoạt động càng lớn thì doanh nghiệp sẽ dựa vào uy tín cũng như số năm kinh doanh của mình trong lịch vực và
vay với số tiền cao hơn nhiều so với những doanh nghiệp khác. Chính vì vậy mà số năm hoạt động biến thiên đồng biến đối với rủi ro tín dụng. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi số năm hoạt động tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ tăng lên là 0.180 đơn vị ( đồng biến).
Vốn chủ sở hữu:
Hệ số βcủa vốn chủ sở hữu trong bảng hồi quy là -0.183 tức là vốn chủ sở hữu có mối tương quan nghịch đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp, nghĩa là khi vốn chủ sở hữu càng lớn thì doanh nghiệp có rủi ro tín dụng càng thấp, và ngược lại khi vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp thấp thì rủi ro tín dụng sẽ cao. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi vốn chủ sở hữu tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ giảm xuống 0.183 đơn vị (ngịch biến).
Lợi nhuận trước thuế:
Hệ số βcủa lợi nhuận trước thuế trong bảng hồi quy là -0.302 tức là lợi nhuận trước thuế có mối tương quan nghịch đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp, nghĩa là lợi nhuận trước thuế càng lớn thì doanh nghiệp có rủi ro tín dụng càng thấp, và ngược lại khi vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp thấp thì rủi ro tín dụng sẽ cao. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi vốn chủ sở hữu tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ giảm xuống 0.302 đơn vị (ngịch biến).
Tài sản thế chấp:
Hệ số βcủa tài sản thế chấp trong bảng hồi quy -0.234 tức là tài sản thế chấp có mối tương quan nghịch đối với rủi ro tín dụng của doanh nghiệp. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi mục đích khoản vay tăng lên 1 đơn vị thì rủi ro tín dụng sẽ giảm giảm xuống 0.243 đơn vị (ngịch biến).
Kết quả hồi quy cũng cho thấy rằng số tiền vay càng lớn với thời gian vay càng dài, càng làm cho rủi ro cho vay tăng lên. Điều này phản ảnh một thực tế ở Việt Nam nói chung và TP.HCM nói riêng, những người vay nhiều hơn với thời gian dài hơn thường muốn trì hoãn hay trốn tránh việc trả nợ, rơi vào cảnh nợ nần, mất khả năng thanh toán. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Dinh và Kleimeier (2007).
Bên cạn đó biến vốn chủ sở hữu và lợi nhuận doanh nghiệp cũng có ý nghĩa thống kê và có tác động tích cực đến rủi ro cho vay. Các ngân hàng dựa vào lợi nhuận doanh nghiệp để phân tích và đánh giá tốt hơn khả năng tài chính của doanh nghiệp và là cơ sở
để xếp hạng tín nhiệm. Shuhba (2013) cho rằng lợi nhuận càng cao thì rủi ro thanh toán nợ càng giảm vì doanh nghiệp có tiền để thanh toán các khoản nợ đến hạn.
Bên cạnh đó qua kết quả hồi quy ta còn thấy được biến tài sản thế chấp là một trong những biến có tác động nghịch và mạnh mẽ nhất đến rủi ro cho vay. Tài sản thế chấp là yếu tố quan trọng để ngân hàng làm cơ sở quyết định có cho doanh nghiệp vay hay không vì đối với doanh nghiệp có tài sản đảm bảo khi đi vay khả năng trả được nợ cho ngân hàng cao hơn nhiều so với doanh nghiệp không có tài sản đảm bảo. Điều này phản ảnh thực trạng hiện nay các ngân hàng đều dựa trên tài sản thế chấp để ra quyết định cho vay bởi vì các ngân hàng đều cho rằng dựa vào tài sản thế chấp để tạo độ an toàn cho ngân hàng khi khách hàng không còn khả năng trả nợ. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shubha (2013). Shubha (2013) cho rằng tài sản đảm bảo có tác động đến quyết định cho vay của ngân hàng, bởi lẽ nó giúp ngân hàng an toàn khi khách hàng gặp khó khăn về kinh tế.
Mô hình hồi quy theo các biến độc lập:
Y = α + β1 X1+ β2 X2+ β3 X3+ β4 X4+ β5 X5+ β6 X6 +β7 X7+ β8 X8+ β9 X9+ β10 X10+β11 X11+β12 X12+β13 X13
Theo kết quả hồi quy thì R-square = 0.778 kết quả này chứng tỏ rủi ro tín dụng phụ thuộc 77,8% vào các biến độc lập của mô hình. Với mức ý nghĩa 5% thì các biến độc lập có ý nghĩa trong mô hình:
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP 5.1. Kết luận
Qua kết quả phân tích các yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến rủi ro tín dụng doanh nghiệp của ngân hàng TMCP Đông Nam Á – Chi nhánh Tân Bình gồm có số tiền vay, thời hạn vay, số năm hoạt động, vốn chủ sở hữu, lợi nhuận trước thuế và tài sản thế chấp. trong đó số tiền vay, thời gian vay và số năm hoạt động có tác động đồng biến với rủi ro của khoản vay và ngược lại, mục đích vay, tài sản thế chấp, vốn chủ sở hữu và lợi nhuận trước thuế có quan hệ nghịch biến với rủi ro tín dụng của ngân hàng. Kết quả nghiên cứu chỉ ra các điểm chính như sau. Thứ nhất, doanh nghiệp vay bổ sung vốn lưu động có khả năng trả nợ cao hơn so với các mục tiêu vay khác. Thứ hai, cho vay kèm tài sản thế chấp, cho vay với số lượng thấp và thời gian ngắn để nhằm giảm thiểu rủi ro cho ngân hàng.
5.2. Các giải pháp nhằm giảm thiểu rủi ro cho ngân hàng
Thứ nhất về thời gian vay: thời hạn cho vay ngắn, sát với thời gian của một vòng
quay vốn lưu động, trường hợp đối tác của doanh nghiệp trả nợ chậm hơn so với hợp đồng kinh tế ban đầu làm cho doanh nghiệp không có nguồn trả nợ cho ngân hàng đúng hạn, làm phát sinh nợ quá hạn. Mặt khác, thời hạn cho vay dài so với với nhu cầu kinh doanh thực tế: thời hạn cho vay đối với mỗi lần giải ngân dài hơn thời gian của một vòng quay vốn thực tế, dẫn đến khi nguồn tiền thu về thay vì trả nợ ngân hàng thì doanh nghiệp lại sử dụng vào mục đích khác do đến hạn, có thể là tiếp tục đưa vào kinh doanh hoặc sử dụng cho mục đích khác mà ngân hàng không thể kiểm soát được dẫn đến khi khoản vay đến hạn trả, doanh nghiệp không thu hồi vốn về kịp, trong trường hợp này khách hàng sử dụng vốn sai mục đích và khi đến hạn thanh toán thì dòng tiền lại đang nằm ở mục đích đầu tư khác và khả năng trễ hạn thanh toán dẫn đến nợ quá hạn rất cao. Như vậy thời hạn cho vay sẽ được xác định bằng thời gian thực hiện phương án kinh doanh hoặc hoạt động sản xuất kinh doanh hoặc thương mại, dịch vụ… cộng với thời gian trả nợ. Theo kết quả nghiên cứu thì các ngân hàng TMCP này có thể lựa chọn loại kỳ hạn ngắn (khả năng rủi ro ít hơn) và cơ cấu lại danh mục cho vay hợp lý nhằm đảm bảo lợi nhuận cho ngân hàng đồng thời hạn chế những rủi ro phát sinh được dự báo trước.
Thứ hai về vốn chủ sở hũu và lợi nhuận trước thuế: khi thẩm định 1 doanh nghiệp, cán bộ tín dụng nên chú ý thêm đến vốn chủ sở hữu và lợi nhuận trước thuế của doanh
nghiệp. Khi một doanh nghiệp có lợi nhuận cao thì khả năng trả nợ cũng sẽ cao hơn so với những doanh nghiệp khác.
Thứ ba về tài sản thế chấp: tài sản thế chấp là nguồn trả nợ thứ hai nên việc thẩm
định kỹ tài sản đảm bảo sẽ giúp ích rất nhiều trong xử lý tài sản nếu doanh nghiệp không trả được nợ. Hạn chế nhận tài sản đảm bảo là động sản đặc biệt là hàng hóa, cũng như các khoản vay tín chấp. Việc định giá tài sản phải cập nhật thường xuyên theo giá thị trường, trường hợp có biến động lớn về giá phải nhanh chóng đánh giá lại và có biện pháp thu hồi bớt nợ hoặc yếu cầu doanh nghiệp bổ sung tài sản kịp thời, tránh gây tổn thất cho ngân hàng. Đối với tài sản thế chấp của bên thứ ba, chỉ nhận tài sản của bên thứ ba là thành viên doanh nghiệp và người có quan hệ ruột thịt với thành viên doanh nghiệp, cần phải thông báo rõ về khoản vay, trình trạng khoản vay, tránh trình trạng bên thế chấp tài sản không biết gì về khoản vay dẫn đến khó khăn khi xứ lý tài sản đám bảo. Để đảm bảo giá trị tài sản thế chấp khách quan, trong việc xác định giá trị tài sản, căn cứ thêm cơ sở pháp lý khác là thuê công ty thẩm định giá độc lập, chứng thư thẩm định giá này cũng là một trong những luận cứ khẳng định việc xác định giá trị tài sản thế chấp của cán bộ tín dụng là hợp lý. Tránh rủi ro do chủ quan, khách quan định giá quá cao hoặc quá thấp so với giá trị thật của tài sản.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Đặng Thị Thanh Thảo (2014). Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của Ngan hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vương – Chi nhánh TP. HCM. Luận văn thạc sỹ kinh tế, Trường ĐH. Tôn Đức Thắng.
Dinh, T. H. T. & Kleimeier, S. (2007), “A Credit Scoring Model for Vietnam’s Retail Banking Market”, International Review of Financial Analysis, 16(5), pp. 571-495.
Kocenda, E. & Vojtek, M. (2009), “Default Predictors and Credit Scoring Models for Retail Banking”, CESifo Working Paper, 12(2862), p. 2862.
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2005), Quyết định số 493/2005/QĐ-NHNN ngày
22/4/2005, Hà Nội.
Özdemir, Ö. and Boran, L (2004), “An Empirical Investigation on Consumer Credit Default Risk”, Turkish Economic Association, 16(20), pp. 1-16.
Shubha B.N (2013), “Retail Credit Default Risk – An Empirical Study”,
International Journal of Management & Information Technology, 3(1), pp 94-101.
Steenackers, A. & Goovaerts, M. J. (1989), “A Credit Scoring Model for Personal Loans”, Insurance: Mathematics and Economics, 8(1), pp.
Trương Đông Lộc và Nguyễn Thị Tuyết (2011), “Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của Ngân hàng Thương mại cổ phần Ngoại Thương Chi nhánh thành phố Cần Thơ”, Tạp chí Ngân hàng, 43(5), tr 38 – 41.
PHỤ LỤC
REGRESSION
/MISSING LISTWISE
/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA COLLIN TOL /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10) /NOORIGIN /DEPENDENT Ruirokhoanvay
/METHOD=ENTER Sotienvay Thoigianvay Laisuat Sonamhoatdong Vonchusohuu Loinhuantruocthue mucdichkhoanvay taisanthechap Nganhnghelinhvu
thoihancaptindung dinhgiadoclap trinhdochuyenmon kiemtrasauchovay /RESIDUALS DURBIN.
Regression
Warnings
For models with dependent variable rủi ro của khoản vay , the following variables are constants or have missing correlations: thời hạn cấp tín dụng, định giá độc lập, trình độ chuyên môn, kiểm tra sau cho vay. They will be deleted from the analysis.
Variables Entered/Removed
a
Variables Variables
Model Entered Removed Method
1 ngành nghề lĩnh vực , thời gian vay ( tháng), số năm hoạt động, lợi
nhuận trước . Enter
thuế, số tiền vay , vốn chủ sở hữu, tài sản thế chấp, lãi suất(%), mục đích của khoản vayb
a. Dependent Variable: rủi ro của khoản vay b. All requested variables entered.
Model Summary
b
Adjusted R Std. Error of Durbin-
Model R R Square Square the Estimate Watson
1 .882a .778 .756 .247 1.982
a. Predictors: (Constant), ngành nghề lĩnh vực , thời gian vay ( tháng), số năm hoạt động, lợi nhuận trước thuế, số tiền vay , vốn chủ sở hữu, tài sản thế chấp, lãi suất(%), mục đích của khoản vay
b. Dependent Variable: rủi ro của khoản vay
ANOVAa
Sum of
Model Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 19.169 9 2.130 35.034 .000b
Residual 5.471 90 .061
Total 24.640 99
a. Dependent Variable: rủi ro của khoản vay
b. Predictors: (Constant), ngành nghề lĩnh vực , thời gian vay ( tháng), số năm hoạt động, lợi nhuận trước thuế, số tiền vay , vốn chủ sở hữu, tài sản thế chấp, lãi suất(%), mục đích của khoản vay
Standardiz ed
Unstandardized Coefficien Collinearity
Coefficients ts Statistics
Std. Toleran
Model B Error Beta t Sig. ce VIF
1 (Constant) 2.063 1.027 2.009 .047
số tiền vay .251 .061 .230 4.145 .000 .798 1.253
thời gian vay (
.013 .002 .387 5.996 .000 .591 1.691 tháng) lãi suất(%) .027 .039 .040 .697 .488 .755 1.324 số năm hoạt .039 .011 .180 3.463 .001 .914 1.094 động vốn chủ sở hữu -.179 .055 -.183 -3.236 .002 .771 1.298
lợi nhuận trước -.331 .062 -.302 -5.368 .000 .781 1.281 thuế mục đích của -.211 .090 -.208 -2.338 .022 .311 3.213 khoản vay Tài sản thế chấp -.249 .086 -.243 -2.883 .005 .346 2.888 ngành nghề lĩnh .003 .053 .003 .057 .955 .908 1.101 vực
a. Dependent Variable: rủi ro của khoản vay
Collinearity Diagnosticsa Variance Proportions mụ D c i lợi đíc ngà m nhuậ h tài nh e thời số vốn n của sản ngh
ns Conditi số gian lãi năm chủ trướ kho thế ề
Mod io Eigenv on (Con tiền vay ( suất( hoạt sở c ản chấ lĩnh el n alue Index stant) vay tháng) %) động hữu thuế vay p vực
1 1 8.045 1.000 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 2 1.029 2.797 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .07 .09 .00 3 .572 3.751 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .01 .00 .92 4 .149 7.351 .00 .00 .04 .00 .83 .00 .00 .00 .01 .01 5 .132 7.808 .00 .00 .02 .00 .01 .00 .00 .62 .81 .01 6 .062 11.381 .00 .00 .63 .01 .06 .00 .00 .22 .02 .00 7 .006 36.481 .00 .01 .10 .73 .05 .01 .08 .01 .01 .00 8 .003 48.834 .00 .05 .00 .02 .02 .46 .14 .06 .01 .05 9 .002 68.976 .00 .87 .09 .09 .01 .00 .33 .00 .00 .00 1 .000 133.593 .99 .07 .11 .15 .00 .52 .45 .01 .05 .00 0 Residuals Statisticsa
Minimum Maximum Mean Std. Deviation N
Predicted Value -.31 1.41 .56 .440 100
Residual -.506 .644 .000 .235 100
Std. Predicted -1.982 1.942 .000 1.000 100
Value