Nqh Hệ số Sai số chuẩn Giá trị z P-value [95% Conf. Interval]
Kyhan 2.5461 0.6708 3.8 0 1.2314 3.8608 Knkh -0.3588 0.1107 -3.24 0.001 -0.5759 -0.1418 Kntc -13.9177 4.1272 -3.37 0.001 -22.0070 -5.8285 Mucdich -6.5818 -1.6793 -3.92 0 -9.8732 -3.2903 Kncb -0.3588 0.1227 -2.92 0.003 -0.5992 -0.1183 Nganh 2.3771 0.6806 3.49 0 1.0432 3.7111 Giamsat -0.2624 0.1299 -2.02 0.043 -0.5170 -0.0079 Hệ số chặn 1.4167 1.6715 0.85 0.397 -1.8594 4.6929 Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.
Qua bảng kết quả 4.4 và phụ lục của đề tài, luận văn thấy rằng phương pháp stepwise ứng dụng trên mơ hình Probit đã loại biến số đại diện cho tài sản đảm bảo
(Tsdb) ra khỏi mơ hình nghiên cứu do có p-value cao hơn 10%. Đồng thời các yếu tố khác như kỳ hạn, kinh nghiệm khách hàng, khả năng tài chính, mục đích sử dụng, kinh nghiệm cán bộ, ngành nghề kinh doanh, giám sát được tìm thấy có tác động đáng kể đến nợ quá hạn khách hàng doanh nghiệp tại BIDV - Chi nhánh Sài Gòn.
Bảng 4.1. Kết quả kiểm tra mơ hình
Kntn Hệ số Sai số chuẩn Giá trị z P-value [95% Conf. Interval]
_Hat 0.9925 0.2150 4.62 0,000 0.5711 1.4139
_Hatsq -0.0589 0.0362 -1.63 0.103 -0.1298 0.0119
Hệ số chặn 0.0659 0.2418 0.27 0.785 -0.4081 0.5399
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.
Tiếp theo, luận văn sử dụng câu lệnh linktest để kiểm tra liệu có bỏ sót bất kỳ biến độc lập đến biến phụ thuộc ra khỏi mơ hình hay khơng. Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.5 của luận văn.
Dựa vào bảng kết quả được thể hiện trong bảng 4.5 luận văn thấy rằng giá trị p – value của biến số _Hat là 0,000, hơn thế nữa biến số _hat phải là biến số tiên đốn có ý nghĩa thống kê vì nó là giá trị được dự đốn từ mơ hình, nếu khơng mơ hình hồn tồn bị xác định sai, do đó, có thể kết luận _hat có ý nghĩa thống kê.
Đồng thời, nếu mơ hình được xác định đúng thì biến _hatsq phải khơng có năng lực tiên đốn, ngoại trừ do cơ hội. Do đó nếu _hatsq có ý nghĩa thống kê thì lệnh linktest có ý nghĩa thống kê, nghĩa là có thể đã bỏ mất các biến số có ảnh hưởng đến mơ hình hoặc cho biết hàm hồi quy không đúng. Cho nên dựa vào kết quả trong bảng 4.5, có thể thấy rằng hệ số _hatsq khơng có ý nghĩa thống kê (P- value: 0,103 > 0.10) cho nên luận văn có thể kết luận rằng khơng có biến quan trọng bị loại bỏ khỏi mơ hình.
Từ kết quả trên ta có phương trình thể hiện mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập như sau:
Log (P/1-P) = 1,4167 + 2,5461*Kyhan – 0,3588*Knkh – 13,9177*Kntc – 6,5818*Mucdich – 0,3588*Kncb + 2,3771*Nganh – 0,2624*Giamsat.
Bên cạnh đó, luận văn cũng thực hiện đo lường ảnh hưởng biên (marginal effect) của các biến độc lập đến biến phụ thuộc là nợ quá hạn của các khách hàng doanh nghiệp đang vay tại BIDV - Chi nhánh Sài Gòn bằng cách sử dụng câu lệnh margins trong phần mềm Stata 13. Kết quả của ảnh hưởng biên của các biến được thể hiện trong bảng 4.6.
Bảng 4.6. Ảnh hưởng biên của các biến độc lập đến nợ quá hạn của các khách hàng đang vay tại BIDV - Chi nhánh Sài Gòn
dy/dx Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
Kyhan 0.0827 0.0148 5.59 0 0.0537 0.1116 Knkh -0.0116 0.0028 -4.17 0 -0.0171 -0.0062 Kntc -0.4518 0.1037 -4.36 0 -0.6550 -0.2486 Mucdich 0.2137 0.0357 5.98 0 0.1436 0.2837 Kncb -0.0116 0.0032 -3.6 0 -0.0180 -0.0053 Nganh 0.0772 0.0165 4.68 0 0.0449 0.1095 Giamsat -0.0085 0.0039 -2.19 0.028 -0.0161 -0.0009 Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.
Dựa vào bảng kết quả 4.6 có thể thấy rằng trong các biến độc lập thì khả năng tài chính của khách hàng (kntc) là yếu tố tác động đáng kể và mạnh nhất đến nợ quá hạn của các khách hàng doanh nghiệp đang vay tại BIDV - Chi nhánh Sài Gòn. Đồng thời, thứ tự mức độ ảnh hưởng biên của các biến số đến nợ quá hạn của các khách hàng doanh nghiệp này theo giá trị tuyệt đối giảm dần là khả năng tài chính của khách hàng, mục đích sử dụng, kỳ hạn cho vay, ngành nghề kinh doanh, kinh nghiệm khách hàng, kinh nghiệm cán bộ và kiểm tra giám sát.
4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Dựa vào kết quả nghiên cứu đạt được từ mơ hình probit, phương trình nghiên cứu được thể hiện như sau:
Log (P/1-P) = 1,4167 + 2,5461*Kyhan – 0,3588*Knkh – 13,9177*Kntc – 6,5818*Mucdich – 0,3588*Kncb + 2,3771*Nganh – 0,2624*Giamsat
Kết quả theo bảng 4.4 cho thấy tất cả các biến độc lập đều có tác động đáng kể đến nợ quá hạn của các khách hàng doanh nghiệp đang vay tại BIDV - Chi nhánh Sài Gòn với độ tin cậy 90% bao gồm kỳ hạn khoản vay, khả năng tài chính của khách hàng, kinh nghiệm của khách hàng, mục đích sử dụng vốn vay, kinh nghiệm cán bộ quản lý khách hàng, ngành nghề kinh doanh và kiểm tra giám sát khoản vay, ngoại trừ yếu tố tài sản đảm bảo khơng có ý nghĩa thống kê và được loại trừ ra khỏi mơ hình nghiên cứu xác định nợ q hạn của ngân hàng. Mơ hình này cho thấy 89,86% sự thay đổi của biến phụ thuộc (nợ quá hạn của khách hàng doanh nghiệp) được giải thích bởi sự thay đổi của các biến độc lập này (ngoại trừ biến tài sản đảm bảo). Theo đó có thể thấy rằng kết quả nghiên cứu khơng tìm thấy tác động đáng kể của tài sản đảm bảo đến nợ quá hạn, dường như phù hợp với các phát hiện trước đây của Trương Đông Lộc và Nguyễn Thị Tuyết (2011) khi cho rằng tài sản đảm bảo không tác động đáng kể đến nợ quá hạn của ngân hàng và tài sản đảm bảo không phải là nguyên nhân gây ra nợ quá hạn do đó các ngân hàng khơng nên q tập trung vào tài sản đảm bảo khi quyết định cho vay.
Đồng thời, kết quả hồi quy cho thấy rằng tất cả 07 biến độc lập còn lại đều có ảnh hưởng đáng kể đến nợ quá hạn của BIDV - Chi nhánh Sài Gòn, tuy nhiên chiều hướng tác động thì có sự khác biệt. Cụ thể, kỳ hạn khoản vay và ngành nghề kinh doanh đều có tương quan dương với nợ quá hạn của ngân hàng, trong khi đó, các yếu tố còn lại như kinh nghiệm khách hàng, khả năng tài chính của khách hàng, mục đích sử dụng vốn, kinh nghiệm cán bộ quản lý khách hàng và kiểm tra giám sát khoản vay thể hiện mối quan hệ ngược chiều với nợ quá hạn của ngân hàng. Do đó, các kết quả mà luận văn phát hiện đều phù hợp với giả thuyết nghiên cứu đặt ra, ngoại trừ giả thuyết 3. Trong phần tiếp theo của phần này, luận văn sẽ phân tích tác động của từng biến độc lập đến nợ quá hạn khách hàng doanh nghiệp của BIDV - Chi nhánh Sài Gịn, đồng thời kiểm định giả thuyết đã trình bày trong luận văn này.
Khả năng tài chính của khách hàng (Kntc)
Hệ số của biến Kntc trong phương trình hồi quy các yếu tố tác động nợ quá hạn là -13,9177 và giá trị p-value là 0,001 chứng tỏ khả năng tài chính của khách
hàng doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều với nợ quá hạn của các khách hàng doanh nghiệp đang vay tại BIDV - Chi nhánh Sài Gịn và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Chapman (1940), Vương Quân Hoàng và các cộng sự (2006), Kohansal và Mansoori (2009), Trương Đơng Lộc và Nguyễn Thanh Bình (2011), Trương Đông Lộc và Nguyễn Thị Tuyết (2011), Nguyễn Quốc Nghi (2013), Phan Đình Khơi và Nguyễn Việt Thành (2017). Từ kết quả trên đề tài chấp nhận giả thuyết 1 mà luận văn đã đưa ra. Điều này cho thấy rằng các khách hàng có khả năng tài chính càng cao thì sẽ có khả năng hồn trả nợ đúng hạn như đã cam kết, nói cách khác, nợ quá hạn của ngân hàng sẽ thấp khi cho các khách hàng này vay.
Trong thực tế, có thể thấy rằng khi khả năng tài chính của các khách hàng doanh nghiệp càng cao càng cho thấy các khách hàng có khả năng tạo ra dịng tiền tốt và ổn định khi mà vốn tự có của các khách hàng tương đối cao. Trong trường hợp này các khách hàng sẽ có khả năng thanh tốn lãi vay cũng như khả năng trả các khoản nợ là cao. Cho nên sẽ làm giảm khả năng các khoản vay mà các khách hàng này vay chuyển sang nhóm nợ quá hạn.
Hơn thế nữa, tỷ lệ vốn tự có trên tổng nhu cầu vốn của phương án, dự án của khách hàng càng cao càng hàm ý rằng khách hàng đã tính tốn kĩ lưỡng đến chi phí và thu nhập của dự án cần đầu tư cho nên sẽ làm giảm rủi ro của các khách hàng này.
Mục đích sử dụng vốn vay của khách hàng (Mucdich)
Hệ số của biến Mucdich trong phương trình hồi quy các yếu tố tác động nợ
quá hạn là -6,5818 và giá trị p-value là 0,000 chứng tỏ mục đích sử dụng vốn vay của khách hàng có mối tương quan âm với nợ quá hạn của Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Sài Gịn và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Dinh và Kleimeier (2007), Trương Đông Lộc và Nguyễn Thị Tuyết (2011), Nguyễn Quốc Nghi (2013), Phan Đình Khơi và Nguyễn Việt Thành (2017). Từ kết quả trên đề tài chấp nhận giả thuyết 3 mà luận văn đã đưa ra. Phát hiện này cho
thấy rằng khi ngân hàng giải ngân cho các khách hàng sử dụng vốn vay đúng với mục đích vay vốn ban đầu đã ký kết với ngân hàng thì sẽ có thể giúp các ngân hàng giảm thiểu nợ quá hạn hơn khi cho vay các khách hàng sử dụng vốn không đúng mục đích.
Trong thực tế, có thể thấy rằng khi xem xét một khoản vay, ngân hàng đánh giá mục đích sử dụng vốn tương ứng với thời gian vay và nguồn trả nợ cho phù hợp cũng như mục đích sử dụng vốn vay của khách hàng. Cho nên nếu khách hàng sử dụng vốn vay không đúng mục đích thì có khả năng xảy ra không thực hiện nghĩa vụ trả nợ đúng như đã cam kết và gây ra nợ quá hạn cho ngân hàng vì khách hàng khơng có thiện chí thực hiện đúng cam kết với Ngân hàng hoặc có thể khách hàng đã sử dụng vốn vay vào mục đích cá nhân khác khơng sinh lợi nhuận.
Kinh nghiệm của khách hàng (Knkh)
Hệ số của biến knkh trong phương trình hồi quy các yếu tố tác động nợ quá hạn là -0,3588 và giá trị p-value là 0,001 chứng tỏ kinh nghiệm của khách hàng trong mẫu nghiên cứu có mối quan hệ ngược chiều với nợ quá hạn khách hàng doanh nghiệp tại BIDV - Chi nhánh Sài Gịn và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này tương tự với bằng chứng thực nghiệm của Kohansal và Mansoori (2009), Onyeagocha và các cộng sự (2012), Trương Đơng Lộc và Nguyễn Thị Tuyết (2011), Phan Đình Khơi và Nguyễn Việt Thành (2017). Từ kết quả trên đề tài chấp nhận giả thuyết 4 mà luận văn đã đưa ra. Bằng chứng này cho thấy rằng các khách hàng có nhiều năm kinh nghiệm trong quá trình kinh doanh hoặc cơng tác thì dường như sẽ giúp các ngân hàng cho vay có mức độ nợ quá hạn thấp hơn khi cho vay các khách hàng có ít năm kinh nghiệm.
Trong thực tế, có thể thấy rằng yếu tố kinh nghiệm phần nào thể hiện được năng lực quản trị, kinh nghiệm kinh doanh của khách hàng vay. Vì vậy biến kinh nghiệm được lựa chọn để đo lường sự tác động của các yếu tố năng lực, kinh nghiệm kinh doanh đến nợ quá hạn khi cho vay. Ta thấy rằng những người có kinh nghiệm thường đạt kết quả tốt hơn những người ít kinh nghiệm dù là thực hiện cơng việc gì. Hơn thế nữa, các khách hàng có kinh nghiệm càng nhiều thì thường có
nhiều mối quan hệ sâu sắc trong giới kinh doanh. Dựa vào các mối quan hệ có sẵn đó, q trình hoạt động kinh doanh của các khách hàng sẽ ổn định hơn, đồng thời khách hàng có thể dự đốn được tình hình thị trường của ngành nghề đó, từ đó có những tính tốn cho hoạt động kinh doanh. Ngoài ra, khi đã kinh doanh lâu năm trong ngành, khách hàng sẽ có lượng đối tác ổn định và uy tín khách hàng đã có, thuận lợi trong hoạt động tín dụng thương mại.
Ngành nghề kinh doanh của khách hàng (Nganh)
Hệ số của biến nganh trong phương trình hồi quy các yếu tố tác động đến nợ quá hạn là 2,3771 và giá trị p-value là 0,000 chứng tỏ ngành nghề kinh doanh của khách hàng có mối tương quan dương với nợ quá hạn của Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Sài Gịn và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Phan Đình Khơi và Nguyễn Việt Thành (2017). Từ kết quả trên đề tài chấp nhận giả thuyết 5 mà luận văn đã đưa ra khi cho rằng cấp tín dụng cho các khách hàng hoạt động trong các ngành nghề kinh doanh có tiềm tàng rủi ro tương đối cao thì dường như sẽ làm gia tăng mức độ nợ quá hạn của ngân hàng hơn khi cho vay với các khách hàng hoạt động trong lĩnh vực ít có rủi ro.
Trong thực tế, có thể thấy rằng yếu tố vĩ mơ có mức độ ảnh hưởng khác nhau đối với từng ngành nghề, mỗi ngành nghề kinh doanh sẽ có mức độ rủi ro khác nhau. Rủi ro mỗi ngành nghề sẽ tác động đến nợ quá hạn đối với khoản vay của khách hàng. Theo đó các khách hàng hoạt động kinh doanh trong các ngành có rủi ro tiềm tàng tương đối cao chẳng hạn như bất động sản, ni trồng hải sản… thì sẽ có độ nhạy cảm tương đối cao với các biến động của yếu tố vĩ mô cũng như các yếu tố liên quan đến thiên tai… Trong trường hợp này có thể tác động tiêu cực đến nguồn thu nhập cũng như dòng tiền dùng để trả nợ của các khách hàng. Kết quả là khoản vay có thể chuyển sang nợ nhóm 2, nhóm 3, nhóm 4 và nhóm 5; nói cách khác nợ quá hạn của ngân hàng lúc này sẽ cao hơn.
Kỳ hạn của khoản vay (Kyhan)
Hệ số của biến kyhan trong phương trình hồi quy các yếu tố tác động đến nợ quá hạn là 2,5461 và giá trị p-value là 0,000 chứng tỏ kỳ hạn khoản vay của các khách hàng có mối quan hệ cùng chiều với nợ quá hạn của Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Sài Gịn và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cũng tương đồng với các phát hiện của Roslan và Karim (2009), Kohansal và Mansoori (2009). Từ kết quả trên đề tài chấp nhận giả thuyết 6 mà luận văn đã đưa ra khi cho rằng khi ngân hàng giải ngân các khoản vay có kỳ hạn càng thấp (ngắn hạn) thì có thể giúp cho các ngân hàng có thể giảm thiểu nợ quá hạn hơn là việc cho vay các khoản vay có kỳ hạn dài hơn (dài hạn).
Trong thực tế, có thể thấy rằng các món vay có thời hạn dài sẽ có nguy cơ nợ quá hạn cao hơn các món vay có thời hạn ngắn. Thật vậy, kỳ hạn khoản vay càng dài thì các khách hàng sẽ có thể phải đối mặt với nhiều loại rủi ro có thể phát sinh trong tương lai chẳng hạn như rủi ro lãi suất (lãi suất trong tương lai tăng, chi phí trả nợ vay tăng cao), rủi ro kinh doanh (tình hình hoạt động kinh doanh trong tương lai có nhiều biến động có thể làm giảm dòng tiền dùng để trả nợ vay). Điều này sẽ làm gia tăng khả năng khoản vay của khách hàng chuyển sang nợ nhóm 2, nhóm 3, nhóm 4 và nhóm 5. Nói cách khác, nợ quá hạn của ngân hàng sẽ gia tăng.