Thang đo mà nghiên cứu sử dụng gồm 3 thành phần chính:
Rủi ro do nguyên nhân khách quan từ môi trường đo lường bằng 8 biến quan sát.
Rủi ro do nguyên nhân chủ quan từ khách hàng đo lường bằng 8 biến quan sát.
Rủi ro do nguyên nhân chủ quan từ phía ngân hàng đo lường bằng 10 biến quan sát. Nghiên cứu tiến hành đánh giá hệ số Cronbach’s Alpha dựa trên kết quả mẫu điều tra chính thức mà nghiên cứu tiến hành thu thập được. Nghiên cứu tiến hành điều tra 36 cán bộ tín dụng, kết quả thu được 32 bảng hỏi là hợp lệ, và được nhóm nghiên cứu sử dụng để tiến hành phân tích.
Và dưới đây là kết quả Cronbach’s Anpha của năm nhóm như sau:
Bảng 14: Kết quả kiểm tra Cronbach’s Anpha
Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến Nguyên nhân khách quan từ môi trường – Cronbach’s Anpha = 0.715
Rủi ro do sự cạnh tranh mạnh mẽ giữa các tổ chức tín dụng 0.270 0.721
Rủi ro do sự biến động của tình hình kinh tế 0.597 0.646
Rủi ro do sự biến động của môi trường tự nhiên xã hội 0.039 0.751
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Rủi ro do hành lang pháp lý cho hoạt động ngân hàng không
đồng bộ 0.616 0.639
Rủi ro do sự cạnh tranh của hàng hóa trong và ngoài nước 0.210 0.723
Rủi ro do hệ thống thông tin quản lý chưa hiệu quả 0.436 0.680
Đánh giá chung về mức độ tác động của Nguyên nhân khách
quan từ môi trường. 0.505 0.669
Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến Nguyên nhân chủ quan từ phía khách hàng – Cronbach’s Anpha = 0.816
Rủi ro do khách hàng sử dụng vốn vay sai mục đích 0.058 0.653
Rủi ro do năng lực quản lý yếu kém của khách hàng 0.519 0.528
Rủi ro do khách hàng vay vốn tại nhiều tổ chức tín dụng 0.557 0.493
Rủi ro do khách hàng cố ý lừa đảo 0.172 0.629
Rủi ro do khách hàng trả nợ quá hạn 0.154 0.642
Rủi ro do công tác quản trị và điều hành tại chi nhánh 0.238 0.607
Đánh giá chung về mức độ tác động của nguyên nhân từ khách
hàng trong việc tạo ra rủi ro tín dụng cho ngân hàng 0.728 0.421
Nguyên nhân chủ quan từ phía ngân hàng – Cronbach’s Anpha = 0.657
Cán bộ tín dụng thiếu hiểu biết về ngành nghề kinh doanh của
khách hàng vay. 0.483 0.610
Rủi ro do việc thiếu thông tin trong việc thẩm định cho vay 0.343 0.628
Rủi ro do áp lực phải hoàn thành chỉ tiêu nên chưa thật sự quan
tâm chất lượng tín dụng 0.390 0.617
Rủi ro do ý muốn chủ quan của người xét duyệt hồ sơ vay 0.656 0.557
Rủi ro do sự lỏng lẻo trong công tác kiểm soát nội bộ ngân
hàng 0.343 0.627
Rủi ro do hệ thống kiểm soát trong khi vay không chặt chẽ và
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Rủi ro do thiếu sự kiểm tra giám sát sau khi vay 0.264 0.643
Rủi ro do cho vay không có tài sản đảm bảo 0.264 0.649
Rủi ro do tài sản đảm bảo của khách hàng khó thu hồi 0.302 0.636
Đánh giá mức độ tác động của nguyên nhân chủ quan từ phía
ngân hàng đến rủi ro tín dụng của ngân hàng 0.140 0.667
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu điều tra)
Các biến không đủ điều kiện và bị loại ra khỏi mô hình:
Rủi ro do tình hình tài chính doanh nghiệp yếu kém, thiếu minh bạch 2.2.2.2. Đánh giá độ tin cậy thang đo trong dữ liệu khách hàng cá nhân
Thang đo mà nhóm nghiên cứu sử dụng gồm 3 thành phần chính: Đánh giá thu nhập khách hàng đo lường bằng 5 biến quan sát
Đánh giá tình hình thanh toán nợ của khách hàng đo lường bằng 3 biến quan sát Đánh giá tài sản đảm bảo của khách hàng đo lường bằng 3 biến quan sát
Nghiên cứu tiến hành đánh giá hệ số Cronbach’s Alpha dựa trên kết quả mẫu điều tra chính thức mà nhóm nghiên cứu tiến hành thu thập được. Nghiên cứu tiến hành điều tra 126 khách hàng, kết quả thu được 112 bảng hỏi là hợp lệ, và được nhóm nghiên cứu sử dụng để tiến hành phân tích.
Và dưới đây là kết quả Cronbach’s Anpha của 3 nhóm như sau:
Bảng 15: Kết quả kiểm tra Cronbach’s Anpha
Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach's Alpha nếu loại
biến Thu nhập khách hàng – Cronbach’s Anpha = 0.619
Thu nhập của anh/chị mang tính mùa vụ rất thấp 0.381 0.576
Anh/chị luôn luôn được trả lương đúng hạn 0.453 0.536
Khả năng chuyển việc của anh/chị là rất thấp 0.275 0.612
Những người phụ thuộc trong gia đình ảnh hưởng rất ít đến
thu nhập của anh/chị 0.286 0.612
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc Các quan sát Tương quan tổng biến Hệ số Cronbach's Alpha nếu loại
biến Tình hình thanh toán nợ của khách hàng – Cronbach’s Anpha = 0.841
Anh/chị rất ít khi trả lãi vay quá hạn 0.685 0.823
Việc trả nợ gốc của anh/chị rất ít khi bị quá hạn 0.687 0.806
Nhìn chung, tình hình thanh toán nợ của anh/chị là rất tốt 0.780 0.710
Tài sản đảm bảo của khách hàng – Cronbach’s Anpha = 0.787
Tài sản bảo đảm của anh/chị rất khó bị tổn thất do thiên nhiên
tác động 0.551 0.772
Tài sản đảm bảo của Anh/chị được thế chấp tại một tổ chức
tín dụng. 0.587 0.737
Nhìn chung, tài sản bảo đảm của anh chị rất khó bị rủi ro 0.727 0.594
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu điều tra)
Các biến không đủ điều kiện và bị loại ra khỏi mô hình: Tài sản bảo đảm của anh/chị đang rất lên giá
2.2.3. Đánh giá mức độ rủi ro tín dụng của khách hàng cá nhân gặp phải
2.2.3.1. Nguyên nhân ảnh hưởng đến thu nhập
Hồi quy về mức độ hài lòng về thu nhập
Bảng 16: Kiểm định mô hình hồi quy Model Summaryb
Mẫu R R2 R2
Điều
Ước tính thay đổi
Thay đổi thống kê Durbin- Watson R Bình phương điều chỉnh F df1 df2 Sig. 1 .655a .429 .407 .59231 .429 20.078 4 107 .000 2.026
Hệ số chưa chuẩn hóa Beta
β Độ lệch chuẩn T Mức ý
nghĩa
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Thu nhập của anh/chị mang tính
mùa vụ rất thấp 0.092 .047 0.155 1.969 .052
Anh/chị luôn luôn được trả
lương đúng hạn -0.009 0.080 -0.009 -.111 .911
Khả năng chuyển việc của
anh/chị là rất thấp 0.388 0.062 0.482 6.237 .000
Những người phụ thuộc trong gia đình ảnh hưởng rất ít đến thu nhập của anh/chị
0.284 0.060 0.390 4.707 .000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu điều tra)
Như vậy, ta có thể biểu diễn mô hình hồi quy thông qua phương trình sau: Y = 1.037 + 0.092B1 – 0.009B2+ 0.388B3 + 0.284B4 + E0
Trong đó: Y: Mức độ hài lòng về thu nhập B1: Thu nhập mang tính mùa vụ B2: Được trả lương đúng hạn B3: Khả năng chuyển việc thấp B4: Người phụ thuộc ít ảnh hưởng
Mô hình hồi quy 2 biến đạt mức ý nghĩa 0.05 (Có mức ý nghĩa nhỏ 0.05) đó là với các biến khả năng chuyển việc thấp, người phụ thuộc ít ảnh hưởng với R2 hiệu chỉnh = 0.407 nghĩa là có khoảng 40.7% phương sai của sự thỏa mãn về thu nhập được giải thích bởi 4 biến trong mô hình. Trong các biến thì không có hiện tượng đa cộng tuyến (do tất cả các giá trị VIF của các biến đều nằm từ -2 đến 2).
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ mối quan hệ giữa mức độ hài lòng về thu nhập với các yếu tố: thu nhập có tính mùa vụ, được trả lương đúng hạn, khả năng chuyển việc, người phụ thuộc ảnh hưởng.
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Quan sát kết quả cho chúng ta thấy được chỉ có 2 yếu tố là B3 (Khả năng chuyển việc thấp) và B4 (Người phụ thuộc ít ảnh hưởng) là có ý nghĩa thống kê (Sig < 0.05) trong việc tác động đến sự hài lòng về thu nhập.
Như vậy mô hình sau khi điều chỉnh: Y = 1.037 + 0.402B3 + 0.248B4 + Eo Giải thích ý nghĩa các hệ số:
B3 = 0.388. Thể hiện nếu như yếu tố khả năng chuyển việc càng thấp thì chứng tỏ mức độ hài lòng về công việc càng lớn và nếu khả năng chuyển việc thấp và thay đổi 1 đơn vị thì tác động đến mức độ hài lòng về thu nhập cũng sẽ thay đổi 0.388 đơn vị.
B4 = 0.284. Thể hiện nếu như yếu tố những người trong gia đình ít ảnh hưởng thì cũng chứng tỏ được sự hài lòng về thu nhập. Nếu những người phụ thuộc ít ảnh hưởng thay đổi 1 đơn vị thì sự hài lòng về thu nhập sẽ thay đổi 0.284 đơn vị.
2.2.3.2. Nguyên nhân ảnh hưởng đến tình hình thanh toán nợMẫu R R2 R2 Điều Mẫu R R2 R2 Điều
chỉnh
Ước tính thay đổi
Thay đổi thống kê Durbin- Watson
R2 F df1 df2 Sig.
1 .784a .615 .607 .38568 .615 86.884 2 109 .000 1.916
Bảng 17. Hồi quy nhóm tình hình thanh toán nợ Hệ số chưa chuẩn hóa Beta
β Độ lệch chuẩn T Mức ý nghĩa
Constant 0.640 0.293 2.180 0.031
Ít trả lãi quá hạn 0.349 0.060 0.423 5.837 0.000
Ít trả nợ gốc quá hạn 0.505 0.080 0.461 6.350 0.000
Như vậy, ta có thể biểu diễn mô hình hồi quy thông qua phương trình sau: Y = 0.640 + 0.349B1 + 0.505B2 + Eo
Trong đó: Y: Tình hình thanh toán nợ
B1: Ít khi trả lãi quá hạn B2: Ít khi trả nợ gốc quá hạn
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Mô hình hồi quy 2 biến đạt mức ý nghĩa 0.05 (Có mức ý nghĩa nhỏ 0.05) đó là với các biến ít trả lãi quá hạn và ít trả nợ gốc quá hạn có nghĩa là 2 biến này có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu với R2 hiệu chỉnh = 0.607 nghĩa là có khoảng 60.7% phương sai của sự thỏa mãi về thu nhập được giải thích bởi 2 biến trong mô hình. Trong các biến thì không có hiện tượng đa công tuyến (do tất cả các giá trị VIF của các biến đều nằm từ -2 đến 2).
Thông qua mô hình hồi quy biến tình hình thanh toán nợ với biến khách hàng ít khi trả nợ vay quá hạn và khách hàng ít khi trả nợ gốc quá hạn kết quả thu được các giá trị Sig của 2 yếu tố đều = 0.00 < 0.05, như vậy có ý nghĩa thông kê trong việc giải thích mô hình.
Giải thích ý nghĩa các hệ số:
B1 = 0.349. Thể hiện nếu như yếu tố khách hàng ít khi trả nợ quá hạn càng thấp thì chứng tỏ tình hình thanh toán nợ càng tốt và nếu tố khách hàng ít khi trả nợ quá hạn thay đổi 1 đơn vị thì tác động đến tình hình thanh toán nợ cũng sẽ thay đổi 0.349 đơn vị.
B2 = 0.505. Thể hiện mối quan hệ yếu tố khách hàng ít khi trả nợ quá hạn và tình hình thanh toán nợ cùng chiều. Nếu khách hàng ít khi trả nợ quá hạn thay đổi 1 đơn vị thì tình hình thanh toán nợ sẽ thay đổi 0.505 đơn vị.
2.2.3.3. Nguyên nhân tình hình tài sản đảm bảo.
Bảng 18. Hồi quy theo nhóm tình hình tài sản đảm bảo Mẫu R R2 R2 Ước tính
thay đổi Thay đổi thống kê Durbin-Watson R2
Điều chỉnh
F df1 df2 Sig.
1 0.728a 0.530 0.522 0.45371 0.530 61.544 2 109 0.000 2.066
Hệ số chưa chuẩn hóa Beta
β Độ lệch chuẩn T Mức ý nghĩa
Constant 1.071 0.284 3.772 0.000
Tài sản đảm bảo khó
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Tài sản đảm bảo thế chấp tại một tổ chức tín dụng
0.398 0.061 0.474 6.536 0.000
Như vậy, ta có thể biểu diễn mô hình hồi quy thông qua phương trình sau: Y = 1.107 + 0.340B1 + 0.398B2 + Eo
Trong đó: Y: Tình hình tài sản đảm bảo
B1: Tài sản đảm bảo khó bị tôn thất do thiên tai
B2: Tài sản đảm bảo thế chấp tại một tổ chức tín dụng
Mô hình hồi quy 2 biến đạt mức ý nghĩa 0.05 (Có mức ý nghĩa nhỏ 0.05) đó là với các biến tài sản khó bị tổn thất và tài sản chỉ thế chấp tại một tổ chức tín dụng với R2 hiệu chỉnh = 0.522 có nghĩa là có khoảng 52,2% phương sai của sự thỏa mãn về thu nhập được giải thích bởi 4 biến trong mô hình. Trong các biến thì không có hiện tượng đa công tuyến (do tất cả các giá trị VIF của các biến đều nằm từ -2 đến 2)
Thông qua mô hình hồi quy biến tình hình thanh toán nợ với biến khách hàng ít khi trả nợ vay quá hạn và khách hàng ít khi trả nợ gốc quá hạn kết quả thu được các giá trị Sig của 2 yếu tố đều = 0.00 < 0.05, như vậy có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích mô hình.
Giải thích ý nghĩa các hệ số:
B1 = 0.340. Thể hiện nếu như yếu tố Tài sản đảm bảo khó bị tôn thất do thiên tai càng cao thì chứng tỏ tình hình tài sản đảm bảo càng tốt và nếu tố Tài sản đảm bảo khó bị tôn thất do thiên tai thay đổi 1 đơn vị thì tác động đến tình hình thanh toán nợ tình hình tài sản đảm bảo cũng sẽ thay đổi 0.340 đơn vị
B2 = 0.398. Thể hiện mối quan hệ yếu tố Tài sản đảm bảo thế chấp tại một tổ chức tín dụng và tình hình tài sản đảm bảo cùng chiều. Nếu Tài sản đảm bảo thế chấp tại một tổ chức tín dụng thay đổi 1 đơn vị thì tình hình tài sản sẽ thay đổi 0.398 đơn vị
2.2.4. Phân tích nguyên nhân gây ra rủi ro tín dụng từ đánh giá của cán bộ tín dụng2.2.4.1. Thống kê mô tả 2.2.4.1. Thống kê mô tả
2.2.4.1.1. Nguyên nhân khách quan từ phía môi trường
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Rủi ro tín dụng trong hoạt động của ngân hàng cũng xuất phát từ rất nhiều nguyên nhân khách quan và chủ quan khác nhau và qua quá trình tìm hiểu thì nghiên cứu này đã tiến hành tổng hợp và chia thành 3 nhóm nguyên nhân chính. Nhóm thứ nhất là nguyên nhân khách quan do môi trường.
Thông qua nghiên cứu này đã cho thấy trong tất cả các nguyên nhân trong nhóm nguyên nhân khách quan do môi trường mức độ tác động đến rủi ro tín dụng của ngân hàng không quá lớn và tập trung tại giá trị trung lập (3 là mức trung lập), tuy nhiên trong tất cả các nguyên nhân ta chú ý đến 2 nguyên nhân có sự đánh giá của cán bộ tín dụng đánh giá là nó có tác động lớn đến rủi ro tín dụng của ngân hàng đó là nguyên nhân do sự cạnh tranh mạnh mẽ của các tổ chức tín dụng và rủi ro do sự biến động của chính sách và pháp luật của nhà nước.
Bảng 19: Thống kê mô tả về Nguyên nhân khách quan từ môi trường Quan sát Đơn vị thấpRất Thấp Trung
lập Cao Rất cao Mean Rủi ro do sự cạnh tranh mạnh mẽ giữa các tổ chức tín dụng Người 0 3 16 11 2 3.37 % 0 9.4 50 34.4 6.2
Rủi ro do sự biến động của
tình hình kinh tế Người 0 4 19 9 0 3.15
% 0 12.5 59.4 28.1 0
Rủi ro do sự biến động của môi trường tự nhiên xã hội
Người 0 10 20 2 0 2.75
% 0 31.2 62.5 6.2 0
Rủi ro do sự thay đổi cơ chế
và chính sách của nhà nước Người 0 4 13 15 0 3.34
% 0 12.5 40.6 46.9 0
Rủi ro do hành lang pháp lý
cho hoạt động ngân hàng Người 3 14 15 0 0 2.37
% 9.4 43.8 46.9 0 0
Rủi ro do sự cạnh tranh của hàng hóa trong và ngoài nước
Người 1 15 16 0 0 2.46
% 3.1 46.9 50 0 0
Rủi ro do hệ thống thông tin
GVHD: PGS – T.S Nguyễn Tài Phúc
Quan sát Đơn vị thấpRất Thấp Trung
lập Cao
Rất
cao Mean
% 9.4 46.9 40.6 3.1 0
Đánh giá chung về mức độ tác
động của Nguyên nhân khách Người 16 15 1 0 0 2.53
% 50 46.9 3.1 0 0
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu điều tra)
Đối với rủi ro do mức độ cạnh tranh của các tổ chức tín dụng thì được thể hiện