.2-1 Đặc điểm mẫu nghiên cứu

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại ngân hàng TMCP phát triển TP HCM HDBANK chi nhánh vũng tàu (Trang 87)

Chức vụ Tần số Tỷ trọng

Quản trị điều hành 22 9%

Phụ trách kinh doanh tín dụng 90 47%

Trực tiếp thẩm định cho vay 53 27%

Kiểm tra, kiểm soát, kiểm toán nội bộ 35 17%

Tổng cộng 200 100%

Kinh nghiệm làm việc Tần số Tỷ trọng

Dưới 3 năm 44 22%

Từ 3 - 5 năm 83 43%

Từ 5 - 10 năm 49 24%

Trên 10 năm 24 11%

Tổng cộng 200 100%

Tổng cộng có 220 bảng khảo sát được gửi đi đến các bộ phận đã chọn, trong đó, 200 bảng khảo sát được thu hồi và hợp lệ, 20 bảng khảo sát khơng hợp lệ do có hai đáp án hoặc không chọn một số câu trả lời. Tổng kết có 200 bảng khảo sát dùng làm mẫu trong nghiên cứu này.

Cơ cấu thành phần tham gia khảo sát gồm có 22 đáp viên ở vị trí Quản trị điều hành gồm Giám đốc Chi nhánh, Phó Giám đốc Chi nhánh và các trưởng phó phịng Khách hàng cá nhân và Khách hàng doanh nghiệp và Phòng giao dịch chiếm tỷ trọng 9% mẫu nghiên cứu; 90 nhân viên Phụ trách kinh doanh tín dụng ở cả hai phòng Khách hàng cá nhân và phòng Khách hàng doanh nghiệp tham gia chiếm tỷ trọng lớn nhất là 47% mẫu nghiên cứu; 53 nhân viên Thẩm định tín dụng chiếm tỷ trọng 27% mẫu nghiên cứu và 35 nhân viên Kiểm tra kiểm soát nội bộ chiếm tỷ

trọng 17%.

Kinh nghiệm làm việc của đáp viên tham gia khảo sát là đa dạng với 4 mức độ: Dưới 3 năm có 44 đáp viên chiếm 22% mẫu; Từ 3 – 5 năm có 83 đáp viên chiếm tỷ trọng cao nhất là 43% mẫu; Từ 5 – 10 năm có 49 đáp viên tham gia chiếm tỷ trọng 24%; Trên 10 năm có 24 đáp viên chiếm tỷ trọng 11% mẫu. Nhìn chung, đa số đáp viên là nhân viên phụ trách kinh doanh tín dụng với kinh nghiệm từ 3 đến 5 năm chiếm đa số ở phòng Khách hàng cá nhân và Khách hàng doanh nghiệp. Việc đa dạng hoá khảo sát theo kinh nghiệm của đáp viên nhằm thu thập những ý kiến đánh giá hợp lý cho kết quả khảo sát.

4.2.2. Kiểm định độ tin cậy Cronbach alpha của các khái niệm nghiên cứu Bảng 4.2-2 Hệ số Cronbach alpha của các khái niệm nghiên cứu Bảng 4.2-2 Hệ số Cronbach alpha của các khái niệm nghiên cứu

Biến quan sát

Trung bình thang đo nếu

loại biến

Phương sai thang đo nếu

loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến này Quy trình cấp tín dụng (X3 - QTCTD), alpha =0.862 QTCTD1 10.44 9.734 .645 .850 QTCTD2 10.63 8.336 .753 .805 QTCTD3 10.58 8.989 .734 .815 QTCTD4 10.44 8.006 .721 .822 Chính sách tín dụng (X1 - CSTD), alpha = 0.874 CSTD1 10.00 10.899 .726 .840 CSTD2 9.96 10.219 .742 .833 CSTD3 9.92 10.506 .757 .827 CSTD4 9.98 10.472 .695 .853

Mơi trường bên ngồi (X4 - MTBN), alpha = 0.852

MTBN1 10.00 10.678 .687 .815

MTBN2 10.01 9.729 .749 .787

MTBN4 9.97 11.356 .586 .856 Xếp hạng tín dụng (X2 - XHTD), alpha = 0.863 XHTD1 8.97 12.401 .656 .846 XHTD2 8.80 11.970 .681 .837 XHTD3 8.92 10.928 .752 .807 XHTD4 8.95 11.133 .755 .806

Chất lượng nguồn nhân lực (X5 - CLNL), alpha = 0.840

CLNL1 9.87 9.360 .692 .792

CLNL2 10.04 8.833 .682 .794

CLNL3 9.91 8.780 .677 .796

CLNL4 9.85 8.996 .647 .809

Thơng tin tín dụng (X6 - TTTD), alpha = 0.844

TTTD1 6.62 5.452 .648 .840

TTTD2 6.60 4.905 .760 .734

TTTD3 6.67 4.823 .725 .768

Quản trị rủi ro tín dụng (Y - QTRRTD), alpha = 0.884

QTRRTD1 9.65 14.249 .702 .870

QTRRTD2 9.60 12.704 .701 .870

QTRRTD3 9.60 12.200 .806 .828

QTRRTD4 9.56 12.137 .794 .833

(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Sau khi kiểm định Cronbach’s Alpha thì kết quả thang đo được xác định thì kết quả có 7 thang đo được xác định, thang đo quy trình cấp tín dụng có 4 biến quan sát, thang đo chính sách tín dụng có 4 biến quan sát, thang đo mơi trường bên ngồi có 4 biến quan sát, thang đo xếp hạng tín dụng có 4 biến quan sát, thang đo chất lượng nguồn nhân lực có 4 biến quan sát, thang đo thơng tin tín dụng có 3 biến quan sát và thang đo quản trị rủi ro tín dụng có 4 biến quan sát.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo quy trình cấp tín dụng

Thang đo quy trình cấp tín dụng là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (QTCTD1 – QTCTD4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha = 0.862 > 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation)

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.645. Kết quả cho thấy thang đo quy trình cấp tín dụng đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo chính sách tín dụng

Thang đo chính sách tín dụng là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (CSTD1 – CSTD4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha = 0. 874> 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation)

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.695. Kết quả cho thấy thang đo quy trình cấp tín dụng đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo mơi trường bên ngồi

Thang đo mơi trường bên ngồi là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (MTBN1 – MTBN4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha = 0.852> 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation)

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.586. Kết quả cho thấy thang đo mơi trường bên ngồi đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo xếp hạng tín dụng

Thang đo xếp hạng tín dụng là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (XHTD1 – XHTD4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha = 0.863> 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation) đều lớn

hơn 0.3 thấp nhất là 0.656. Kết quả cho thấy thang đo xếp hạng tín dụng đảm bảo

đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo chất lượng nguồn nhân lực

Thang đo chất lượng nguồn nhân lực là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (CLNL1 – CLNL4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha =

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.647. Kết quả cho thấy thang đo chất lượng nguồn lực đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo thơng tin tín dụng

Thang đo chất lượng nguồn nhân lực là một thang đo đơn hướng bao gồm 3 biến quan sát (TTTD1 – TTTD4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha = 0.844 > 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation)

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.648. Kết quả cho thấy thang đo thơng tin tín dụng đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

Kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo quản trị rủi ro tín dụng

Thang đo quản trị rủi ro tín dụng là một thang đo đơn hướng bao gồm 4 biến quan sát (QTRRTD1 – QTRRTD4). Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha =

0.884 > 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (Corrected item- Total Corelation)

đều lớn hơn 0.3 thấp nhất là 0.701. Kết quả cho thấy thang đo quản trị rủi ro tín dụng đảm bảo đủ độ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.

4.2.3. Phân tích nhân tố khám phá

Kết quả phân tích EFA cho thấy 23 biến quan sát được gom thành 6 nhân tố, với hệ số mức độ phù hợp của mơ hình phân tích nhân tố KMO= 0.784 > 0.5 nhỏ hơn 1 nên phân tích nhân tố hồn toàn phù hợp, đáng tin cậy và hệ số

Sig.(Bartlett’s Test of Sphericity)=0.000 (sig.<0.05) chứng tỏ các biến quan sát có

tương quan với nhau trong tổng thể.

Bảng 4.2-3 Kiểm định KMO and Bartlett's Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .784

Bartlett's Test of Sphericity

Approx. Chi-Square 2388.214

df 253

Sig. .000

(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Bảng kiểm định mức ý nghĩa của các nhân tố rút trích ra (Total Variance Explained): Hệ số đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố

chứng tỏ thang đo được chấp nhận. Tổng phương sai trích (Rotation Sum of Squared Loadings) của 6 nhân tố là 72.233 % > 50% điều này chứng tỏ 72.233%

biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 6 nhân tố.

Bảng 4.2-4 Ma trận xoay các yếu tố Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CSTD1 .832 CSTD2 .844 CSTD3 .838 CSTD4 .785 QTCTD1 .775 QTCTD2 .873 QTCTD3 .856 QTCTD4 .837 TTTD1 .851 TTTD2 .863 TTTD3 .804 XHTD1 .777 XHTD2 .742 XHTD3 .844 XHTD4 .851 CLNL1 .802 CLNL2 .782 CLNL3 .836 CLNL4 .782 MTBN1 .838 MTBN2 .867 MTBN3 .844

MTBN4 .695

Eigenvalue 5.36 3.11 2.62 2.25 1.99 1.29 Tổng phương sai trích 23.29 13.54 11.41 9.77 8.64 5.59 Cronbach alpha 0.874 0.863 0.862 0.852 0.840 0.844

(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Có 23 biến quan sát có hệ số tải nhân tố (Factor Loading) nên không biến nào loại trong phân tích EFA.

Phân tích EFA cho quản trị rủi ro tín dụng:

Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thấy 4 biến quan sát được gom thành 1 nhân tố, với hệ số mức độ phù hợp của mơ hình phân tích nhân tố KMO=0.830 > 0.5 nên phân tích nhân tố hồn tồn phù hợp, đáng tin cậy và Sig.(Bartlett’s Test of Sphericity)=0.000 (sig.<0.05) chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau

tổng thể.

Bảng 4.2-5 KMO and Bartlett's Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .830

Bartlett's Test of Sphericity

Approx. Chi-Square 440.925

df 6

Sig. .000

(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Bảng kiểm định mức ý nghĩa của các nhân tố rút trích ra (Total Variance Explained): Hệ số đại diện cho phần biến thiên được giải thích cho mỗi nhân tố

(Eigenvalues) = 2.979 > 1 thì nhân tố rút ra có ý nghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất,

chứng tỏ thang đo được chấp nhận. Tổng phương sai trích (Rotation Sum of Squared Loadings) là 74.47% > 50%. Kết quả cho thấy, tất cả các biến số có hệ

Bảng 4.2-6 Bảng kiểm định mức ý nghĩa của các nhân tố rút trích

Biến quan sát

Hệ số tải

nhân tố Giá trị Eigen

Phương sai trích Cronbach Alpha Quản trị rủi ro tín dụng 2.979 74.47% 0.884 QTRRTD1 .831 QTRRTD2 .828 QTRRTD3 .898 QTRRTD4 .893 (Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Với tất cả kết quả phân tích EFA trên cho chúng ta kết luận rằng các thang đo đã đạt giá trị hội tụ. Hay nói cách khác, các biến quan sát đã đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần phải đo.

Điều chỉnh các giả thuyết nghiên cứu:

Giả thuyết H1: Có mối quan hệ dương giữa chính sách tín dụng và quản trị

rủi ro tín dụng

Giả thuyết H2: Có mối quan hệ dương giữa xếp hạng tín dụng và quản trị rủi

ro tín dụng

Giả thuyết H3: Có mối quan hệ dương giữa quy trình cấp tín dụng và quản

trị rủi ro tín dụng

Giả thuyết H4: Có mối quan hệ dương giữa mơi trường bên ngồi và quản trị

rủi ro tín dụng

Giả thuyết H5: Có mối quan hệ dương giữa chất lượng nguồn nhân lực và

quản trị rủi ro tín dụng

Giả thuyết H6: Có mối quan hệ dương giữa thơng tin tín dụng và quản trị rủi

ro tín dụng

4.2.4. Phân tích tương quan

Đề tài sử phân tích tương quan Pearson để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối quan hệ tuyến tính giữa các biến định lượng.Trong đó, quản trị rủi ro tín dụng

quan chặt chẽ thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy. Đa cộng tuyến là trạng thái các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến đến biến phụ thuộc. Ngoài ra, đa cộng tuyến làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa. Do đó, cần xem xét hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy nếu hệ số tương quan pearson> 0.3 (bởi R<0.3 tương quan yếu, R= 0.3- 0.5 tương quan trung bình, R> 0.6 là tương quan rất chặt chẽ).

Bảng 4.2-7 Tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc

Y X1 X2 X3 X4 X5 X6 Y Pearson Correlation 1 .450** .409** .252 * * .349** .347** .552** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 200 200 200 200 200 200 200 X1 Pearson Correlation .450** 1 .298** .081 .199** .290** .180* Sig. (2-tailed) .000 .000 .254 .005 .000 .011 N 200 200 200 200 200 200 200 X2 Pearson Correlation .409** .298** 1 .178* .250** -.054 .375** Sig. (2-tailed) .000 .000 .012 .000 .448 .000 N 200 200 200 200 200 200 200 X3 Pearson Correlation .252** .081 .178* 1 .149* .070 .165* Sig. (2-tailed) .000 .254 .012 .035 .324 .019 N 200 200 200 200 200 200 200 X4 Pearson Correlation .349** .199** .250** .149* 1 .255** .163* Sig. (2-tailed) .000 .005 .000 .035 .000 .021 N 200 200 200 200 200 200 200 X5 Pearson Correlation .347** .290** -.054 .070 .255** 1 .163*

Sig. (2-tailed) .000 .000 .448 .324 .000 .021 N 200 200 200 200 200 200 200 X6 Pearson Correlation .552** .180* .375** .165* .163* .163* 1 Sig. (2-tailed) .000 .011 .000 .019 .021 .021 N 200 200 200 200 200 200 200

**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).

(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Kết quả từ phân tích tương quan Pearson ta có:

- Tất cả các biến có giá trị Sig. < 0.05 nên chúng đều tương quan với nhau và có ý nghĩa thống kê.

- Hệ số tương quan của các biến độc lập tương tác nhau có một số cặp biến có hệ số pearson > 0.3 vì vậy khi phân tích cần chú ý đến hiện tượng tương quan giữa các biến độc lập này.

Theo bảng trên ta thấy : Giá trị Sig. của các biến phụ thuộc và 6 biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05 nên 6 biến đều có tương quan với biến phụ thuộc. Đồng thời, hệ số tương quan giữa biến quản trị rủi ro tín dụng với các biến độc lập nhỏ hơn 0.6 nhưng lớn hơn 0.3 do đó chúng có mối tương quant rung bình.

4.2.5. Phân tích hồi quy

Bảng 4.2-8 Kết quả hồi quy tuyến tính

Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.

Error Beta Tolerance VIF

1

(Constant) -1.229 .342 -3.588 .000

X1 .277 .061 .250 4.533 .000 .815 1.227 X2 .154 .062 .146 2.491 .014 .724 1.381

X3 .133 .062 .110 2.143 .033 .946 1.057 X4 .155 .060 .139 2.590 .010 .856 1.169 X5 .212 .066 .176 3.190 .002 .812 1.231 X6 .414 .060 .383 6.947 .000 .818 1.223 a. Dependent Variable: Y (Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Kết quả phân tích cho thấy, giá trị Sig đều nhỏ hơn 0.05 nên các biến độc lập có ý nghĩa thống kê khi tác động đến quản trị rủi ro tín dụng. Tuy nhiên, mơ hình hồi quy cần kiểm định các vi phạm giả thiết như hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, phân phối chuẩn của phần dư. Nếu mơ hình vi phạm các giả thiết trên cần khắc phục để ước lượng các tham số hồi quy sẽ hiệu quả hơn.

4.2.5.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Ta thấy giá trị phóng đại phương sai của mơ hình hồi quy lần 2 (Bảng 4.8) nhỏ hơn 10 nên mơ hình khơng bị đa cộng tuyến.

4.2.5.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.2-9 Tổng hợp mơ hình Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .722a .521 .506 .8230626 1.855 a. Predictors: (Constant), X6, X4, X3, X1, X5, X2 b. Dependent Variable: Y (Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)

Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy giá trị Durbin-Watson (d) = 1.855 (bảng 4.8) nằm trong vùng chấp nhận ( 1 < d = 2.127 < 3) nên khơng có tương quan giữa các phần dư. Như vậy, giả định khơng có tương quan giữa các phần dư không bị vi phạm.

4.2.5.3. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.2-10 Kiểm định Spearman’s rhos

ABS_ RES X1 X2 X3 X4 X5 X6 Spea rman 's rho ABS_ RES Correlation Coefficient 1.000 .042 .021 -.021 .008 .000 .016 Sig. (2-tailed) . .559 .773 .764 .915 .995 .823 N 200 200 200 200 200 200 200 X1 Correlation Coefficient .042 1.000 .298 ** .130 .195** .262** .175* Sig. (2-tailed) .559 . .000 .067 .006 .000 .013 N 200 200 200 200 200 200 200

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại ngân hàng TMCP phát triển TP HCM HDBANK chi nhánh vũng tàu (Trang 87)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(146 trang)