Dự đoán KNTN Tỷ lệ dự đoán đúng Có nợ quá hạn Trả được nợ Step 1 KNTN Có nợ quá hạn 45 4 91.8 Trả được nợ 3 128 97.7 % tổng thể 96.1
a. The cut value is 0.500
Nguồn: Trích xuất từ kết quả phần mềm SPSS
4.3.3. Kiểm định ý nghĩa các hệ số hồi quy trong mô hình nghiên cứu
Bảng 4.5 thể hiện kết quả của kiểm định Wald (kiểm định giả thuyết hồi quy khác không), kết quả cho thấy trong tám biến đưa vào mô hình có bảy biến có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý nghĩa 5% (sig <5%). Cụ thể gồm các biến như: biến thu nhập, giới tính, tình trạng hôn nhân, số tiền vay, tài sản đảm bảo, thời hạn vay, tiền gửi tích lũy tại ngân hàng. Còn lại biến tình trạng sở hữu nhà ở không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình nghiên cứu.
4.3.4. Thảo luận kết quả hồi quy
Sau khi kiểm định hồi quy, mô hình nghiên cứu có thể được viết lại như sau: KNTRANO = -20.968 + 1.176THUNHAP– 4.913GIOITINH+ 5.284TTHONNHAN –0.005STIENVAY + 2.547TSĐB + 0.461THANVAY+ 0.016TIENGUI + 0.534TTSHNHAO
Kết quả hồi quy Binary Logistic nhằm nhận diện những nhân tố ảnh hưởng đến khả năng hoàn trả nợ vay của khách hàng cá nhân trong mẫu nghiên cứu chỉ ra bảy biến độc lập có ý nghĩa về mặt thống kê gồm: thu nhập, giới tính, tình trạng hôn nhân,
số tiền vay, tài sản đảm bảo, thời hạn vay và tiền gửi tích lũy tại ngân hàng. Cả bảy biến độc lập này đều có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5%. Còn lại biến tình trạng sở hữu nhà ở không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu.
Trong đó, biến giới tính và biến số tiền vay có hệ số hồi quy mang dấu âm, có nghĩa là khi tăng thêm một đơn vị biến này thì sẽ làm giảm khả năng hoàn trả nợ vay của khách hàng cá nhân, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Ngược lại, các biến như thu nhập, tình trạng hôn nhân, tài sản đảm bảo, thời hạn vay và tiền gửi ngân hàng có hệ số hồi quy mang dấu dương, điều này cho thấy những yếu tố này làm tăng khả năng hoàn trả nợ vay của khách hàng cá nhân nếu tăng thêm một đơn vị của các yếu tố đó trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Như vậy, đa số các hệ số hồi quy có dấu đúng với dấu của kỳ vọng ban đầu trừ trường hợp biến thời hạn vay có dấu trái với dấu của giả thuyết kỳ vọng ban đầu.
Để giải thích rõ hơn mức độ tác động của từng nhân tố ảnh hưởng, ta tiến hành mô phỏng tỷ lệ hoàn trả nợ vay của khách hàng cá nhân như sau:
Đặt P0: là xác suất ban đầu P1: là xác suất thay đổi Với P1 = Po∗Exp(B)
1−Po(1−Exp(B))
Dựa vào kết quả chạy hồi quy Binary Logistic ở bảng 4.5 và công thức nêu trên ta tính toán được kết quả ở bảng 4.8.
Bảng 4.8: Ước lượng khả năng hoàn trả nợ vay theo tác động của từng nhân tố Biến độc lập Hệ số hồi quy (B) Hệ số Exp(B)
Khả năng trả được nợ ước tính khi biến độc lập thay đổi 1 đơn vị và xác
suất ban đầu là:
10% 20% 30% 40% Thu nhập 0.988 2.687 0.229 0.402 0.535 0.642 Giới tính -4.626 0.010 0.001 0.002 0.004 0.007 Tình trạng hôn nhân 5.327 205.758 0.958 0.981 0.989 0.992 Số tiền vay -0.005 0.995 0.099 0.199 0.299 0.399 Tài sản đảm bảo 2.549 12.795 0.588 0.762 0.846 0.895 Thời hạn vay 0.379 1.461 0.139 0.268 0.385 0.493 Tiền gửi tích lũy 0.016 1.016 0.101 0.203 0.303 0.404 Tình trạng sở hữu nhà ở 0.534 1.706 0.159 0.298 0.422 0.532
Nguồn: Trích xuất từ kết quả phần mềm SPSS và tính toán của tác giả Kết hợp kết quả hồi quy và bảng 4.8 cho thấy mức độ tác động đến khả năng hoàn trả nợ của khách hàng cá nhân đối với từng nhân tố ảnh hưởng như sau:
Biến tình trạng hôn nhân của khách hàng cá nhân có tác động mạnh nhất đến khả năng hoàn trả nợ của khách hàng cá nhân và tác động cùng chiều với khả năng trả nợ. Kết quả này trái với ý kiến của Vương Quân Hoàng và ctg (2006) khi chỉ ra rằng tình trạng hôn nhân có tác động trái chiều đến khả năng trả nợ. Nếu xét về khía cạnh lý thuyết thì người đã lập gia đình sẽ sống có trách nhiệm hơn, họ ít ưa mạo hiểm và có hành động chín chắn hơn so với người chưa lập gia đình, do vậy rủi ro không trả được
nợ sẽ thấp hơn. Đặc điểm văn hóa của Việt Nam cũng cho thấy yếu tố gia đình rất được coi trọng khi một người bước vào cuộc sống hôn nhân, lúc này họ sẽ sống có trách nhiệm hơn và cẩn trọng hơn trong mỗi hoạt động của mình. Như vậy đối với những khách hàng đã lập gia đình thì khả năng trả được nợ của họ sẽ cao hơn.
Biến tài sản đảm bảo có tác động mạnh thứ hai đến khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân và có tác động cùng chiều. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tài sản đảm bảo tăng lên một đơn vị thì khả năng trả được nợ của khách hàng cá nhân sẽ tăng lên. Nếu xác suất ban đầu là 10% thì khi có sự thay đổi về tài sản đảm bảo, xác suất trả được nợ ở mức 58.8%, tăng 48.8% so với xác suất ban đầu.
Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Antwi và các cộng sự (2012) là chú trọng đến khả năng đảm bảo khoản vay bằng tài sản đảm bảo của người đi vay mượn để cải thiện rủi ro không trả được nợ của người đi vay. Vì vậy tài sản đảm bảo đóng vai trò quan trọng trong việc hạn chế tranh chấp xảy ra trong trường hợp các khoản vay không có khả năng chi trả, bảo vệ quyền và lợi ích hợp pháp của các bên tham gia trong quan hệ tín dụng, tạo điều kiện thuận lợi cho hoạt động vay vốn của các tổ chức tín dụng.
Biến thu nhập có tác động mạnh thứ ba đến khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân và tác động cùng chiều. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi thu nhập tăng lên một đơn vị thì khả năng trả được nợ của khách hàng cá nhân sẽ tăng lên. Nếu xác suất ban đầu là 10% thì khi có sự thay đổi về thu nhập, xác suất trả được nợ ở mức 22.9%, tăng 12.9% so với xác suất ban đầu. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với thực tế, vì việc trả nợ của khách hàng cá nhân sẽ trở nên dễ dàng và thuận lợi hơn rất nhiều khi nguồn thu nhập tăng lên, thu nhập càng cao người dân càng có đủ tiền để trang trải những chi phí sinh hoạt cần thiết và còn dư để trả số tiền vay.Như vậy, khi thu nhập của khách hàng cá nhân càng cao thì càng đảm bảo cho việc trả được nợ đúng hạn. Một số nghiên cứu thực nghiệm khác của Trương Đông Lộc và Nguyễn Thanh Bình (2011), Kohansal và Mansoori (2009) và Chapman (1990) cũng đã có kết luận tương tự.
Biến thời hạn vay có tác động mạnh thứ tư đến khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân và có tác động cùng chiều. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi thời
hạn vay tăng lên một đơn vị thì khả năng trả được nợ của khách hàng cá nhân sẽ tăng lên. Nếu xác suất ban đầu là 10% thì khi có sự thay đổi về thời hạn vay, xác suất trả được nợ ở mức 13.9%, tăng 3.9% so với xác suất ban đầu. Kết quả này ngược với nghiên cứu của A.H Roslan và Mohd Zaini Abd Karim (2009) khi cho rằng thời gian cho vay càng dài tỷ lệ nợ quá hạn càng cao. Điều này có thể được lý giải đối với các khoản vay có thời hạn vay dài thì khách hàng vay có thời gian trả nợ dài hơn, họ có nhiều thời gian chuẩn bị cho nguồn vốn trả nợ nên dễ dàng xoay sở và tạo ra giá trị cao hơn những khoản vay ngắn hạn.
Biến tiền gửi tích lũy có tác động mạnh thứ năm đến khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân và có tác động cùng chiều. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tiền gửi tích lũy tăng thêm một đơn vị thì khả năng hoàn trả nợ của khách hàng cá nhân sẽ tăng lên. Nếu xác suất ban đầu là 10% thì khi có sự thay đổi về tiền gửi tích lũy, xác suất trả được nợ ở mức 10.1%, tăng 0.1% so với xác suất ban đầu. Trong nghiên cứu của Đinh Thị Thanh Huyền và Stefanie Kleimeier (2007) tuy không tìm thấy mối liên hệ giữa biến tiền gửi và khả năng trả nợ nhưng nếu xét trong điều kiện thực tế những khách hàng có lượng tiền gửi tiết kiệm càng lớn thì chứng tỏ tiềm lực tài chính của họ càng cao, đồng thời những khách hàng này sẽ có ý thức quý trọng và tiết kiệm đối với đồng tiền mà họ kiếm được do đó mà khả năng tài chính của họ càng vững vàng, từ đó suy ra ý thức trả nợ và khả năng trả được nợ của họ sẽ cao hơn. Do đó, kết quả trong nghiên cứu này là phù hợp với kỳ vọng được đưa ra lúc đầu.
Biến số tiền vay có tác động mạnh thứ sáu đến khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân và có tác động ngược chiều. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu quy mô khoản vay tăng thêm một đơn vị thì khả năng hoàn trả nợ của khách hàng cá nhân bị giảm xuống. Nếu xác suất ban đầu là 10% thì khi có sự thay đổi về số tiền vay, xác suất trả được nợ ở mức 9.9%, giảm0.1% so với xác suất ban đầu.Trên thực tế, việc hoàn trả nợ của người đi vay chịu ảnh hưởng bởi quy mô khoản vay, nó tác động trực tiếp đến hoạt động sản xuất của người vay và áp lực hoàn trả nợ khi đến hạn. Trong một số trường hợp, nếu số tiền nhận được từ việc đi vay càng lớn càng giúp cho người vay có đủ điều kiện để đầu tư cho việc làm ăn, sản xuất, giúp tăng thu nhập và ổn định
đời sống, vì thế đôi khi có lợi cho việc hoàn trả nợ (Chapman, 1990). Tuy nhiên, đối với các khách hàng có hoàn cảnh khó khăn nếu số tiền vay càng lớn thì càng tạo ra áp lực hoàn trả nợ về sau. Bên cạnh đó, phần lớn những đối tượng này có công việc khá bấp bênh, trình độ và năng lực không cao, việc tiếp cận đầu tư hay sử dụng vốn có hiệu quả cũng là một vấn đề khá khó nên việc vay vốn ở mức cao sẽ có nguy cơ mất khả năng hoàn trả nợ cao hơn. Kết quả này đúng với kỳ vọng ban đầu và giống với những kết luận của Huppi và Feder (1990) đưa ra. Hai tác giả này đã chỉ ra rằng việc cho vay món nhỏ là phù hợp với đối tượng khách hàng là những hộ nông dân nhỏ và phù hợp với khả năng đáp ứng của họ. Do đó, kết quả trong nghiên cứu này là phù hợp với kỳ vọng được đưa ra lúc đầu.
Cuối cùng là biến giới tính có tác động thấp nhất và tác động ngược chiều với khả năng trả nợ của khách hàng cá nhân. Theo giả thuyết, biến số này ảnh hưởng âm và điều này đã phù hợp với thực tế trong mẫu nghiên cứu. Nghiên cứu thực nghiệm khác như của Chapman (1990) cũng đưa ra kết quả tương tự.
Như vậy, đối với các khách hàng vay có sự khác nhau về khả năng trả nợ giữa nam giới và nữ giới. Có thể do tâm lý mà nữ giới thận trọng, tỉ mỉ và ít ưa thích rủiro, đặc điểm này giúp cho họ sử dụng các khoản vay thận trọng hơn nam giới. Việc sử dụng nguồn vốn vay thận trọng trong nền kinh tế khó khăn, đang gặp rủi ro cao đã giúp cho nữ giới có hiệu quả trả nợ vay tốt hơn, việc ưa thích rủi ro ở nam giới đã khiến cho khả năng trả nợ ở giới này thấp hơn so với nữ giới.
Như vậy, sau khi thảo luận và phân tích kết quả hồi quy Binary Logistic, đề tài đã trả lời được câu hỏi thứ nhất và thứ hai: tại vùng nghiên cứu, nhân tố ảnh hưởng và mức độ tác động của từng nhân tố đến khả năng hoàn trả nợ vay của khách hàng cá nhân lần lượt là: tình trạng hôn nhân, tài sản đảm bảo, thu nhập, thời hạn vay, số tiền vay và giới tính của người ra quyết định vay và hoàn trả.
Tuy nhiên, bên cạnh những biến số có ý nghĩa về mặt thống kê đã được giải thích cụ thể ở phần trên thì nghiên cứu vẫn còn tồn tạimột biến độc lập không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu, đó là biến giả tình trạng sở hữu nhà ở.
Đối với biến tình trạng sở hữu nhà ở: học viên đưa thêm biến giả này mô hình là để kiểm chứng xem thật sự đối với những khách hàng có sở hữu nhà ở riêng thì khả năng trả nợ của họ có tốt hơn những khách hàng khác hay không. Theo nghiên cứu của Crook và Thomas (1993) Cox và Jappelli (1993), Gropp và các cộng sự (1997) thì tình trạng sở hữu nhà riêng ảnh hưởng tích cực đến khả năng trả nợ của các hộ gia đình. Tuy nhiên trong kết quả nghiên cứu của học viên chưa thể tìm ra được mối liên hệ này do biến không có ý nghĩa về mặt thống kê (giá trị sig = > 5%). Điều này có thể được lý giải bởi nguyên nhân sau: do địa bàn nghiên cứu của mẫu là tại tỉnh Tiền Giang, đa số các hộ gia đình ở đây đa số sống chung nhiều thế hệ theo tập quán xưa. Các thế hệ trước thường để lại nhà cửa cho thế hệ sau thừa hưởng, có rất ít thế hệ trẻ tự lập kiếm được tiền và sở hữu được chính nhà cửa do chính bản thân họ tự mua được. Việc xác định có hay không có sở hữu nhà ở riêng trong mẫu của khách hàng cá nhân chỉ dựa vào việc khách hàng đứng tên trên quyền sở hữu nhà đất thực chất không phản ánh được nguồn gốc của tình trạng sở hữu nhà ở của khách hàng. Từ đó việc xác định khả năng trả nợ của khách hàng thông qua đánh giá năng lực tài chính bằng việc có hay không có nhà ở riêng cũng chưa được chính xác cho lắm. Cũng có trường hợp khách hàng sở hữu tài sản nhưng lại dùng tài sản hoặc bảo lãnh của bên thứ ba để đảm bảo cho khoản vay thì đây có thể là dấu hiệu cho thấy khách hàng đang có dấu hiệu vay hộ, điều này không phản ánh được thực chất của khoản vay. Đồng thời, kích thước mẫu nghiên cứu của học viên còn nhỏ so với kích thước của tổng thể nên chưa đánh giá được hết tình trạng trả nợ của toàn bộ khách hàng cá nhân tại đơn vị. Có thể vì nguyên nhân đó dẫn đến việc nghiên cứu chưa tìm thấy được mối liên hệ nào giữa việc sở hữu nhà ở riêng và khả năng trả nợ của khách hàng.
4.3.5. Phân tích phương sai Anova
Khi xây dựng xong một mô hình hồi quy tuyến tính, vấn đề quan tâm đầu tiên là phải xem xét độ phù hợp của mô hình đối với tập dữ liệu qua phần trình bày ở mục 4.3.1. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ mới thể hiện mức độ phù hợp giữa mô hình đang xây dựng được với mẫu nghiên cứu.
Tổng thể rất lớn, chúng ta không thể khảo sát được hết toàn bộ, nên thường trong nghiên cứu chúng ta chỉ lấy một lượng mẫu giới hạn để tiến hành điều tra, từ đó suy ra tính chất chung của tổng thể. Mục đích kiểm định F trong bảng ANOVA chính là để kiểm tra xem mô hình hồi quy này có suy rộng và áp dụng được cho tổng thể hay không. Điều này sẽ được cụ thể trong bảng 4.9.
Bảng 4.9: Kết quả phân tích phương sai AnovaTổng bình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig Hồi quy 17.693 8 2.212 21.047 0.000 Chênh lệch 17.969 171 0.105 Tổng 35.661 179
Nguồn: Trích xuất từ kết quả phần mềm SPSS
Tại bảng 4.9 cho thấy giá trị sig của kiểm định F là 0.000 < 0.05 (5%). Như vậy mô hình hồi quy mà nghiên cứu xây dựng được là phù hợp và có thể suy rộng được với