CHƢƠNG 1 : GIỚI THIỆU LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
4.4 Kết quả nghiên cứu
4.4.2 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả chạy mơ hình logit với 11 biến độc lập cho thấy cả 11 biến đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số Pseudo R2 = 0.6953 có ý nghĩa là 69,53% biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình. Hệ số Correctly classified bằng 97.56% thể hiện độ chính xác của mơ hìnhh là 97,56%. Đồng thời mơ hình logit với 11 biến cũng đã được kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thơng qua hệ số phóng đại phương sai VIF. Trong mơ hình này, tất cả các hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 5 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.10: Tóm tắt kết quả của mơ hình.
STT Mơ tả biến Tên biến Hệ số β Tác động biên (dY/dX) Giá trị P
1 Hằng số -8.501824 0.000
2 Tuổi Age .1001045 .0007536 0.000
3 Giới tính Gender .2709339 .0019847 0.041
4 Tình trạng hơn nhân Marital -.8999084 -.0096218 0.000
5 Trình độ học vấn Education -1.816446 -.0232062 0.000
6 Số người phụ thuộc Dependentperson .2952642 .0022228 0.000
7 Loại hình cơng ty Company -3.067981 -.0152691 0.000
8 Tình trạng sở hữu nhà ở Homeowner -1.102871 -.0109263 0.000
9 Hạn mức tín dụng HMTD .0042101 .0000317 0.000
10 Hệ số sử dụng thẻ Cardusing .0717075 .0005398 0.000
11 Dư nợ tại NH khác Bloan -1.541381 -.0061618 0.041
12 Hệ số ứng tiền mặt Cash 32.50364 .2446888 0.000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 13.0)
Age – tuổi tác, với mức ý nghĩa 1% và có hệ số β1 = 0.1001045 cho thấy mối tương quan thuận giữa tuổi tác và khả năng quá hạn của chủ thẻ tín dụng MB hay nói cách khác người càng lớn tuổi thì càng dễ bị quá hạn hơn người trẻ tuổi. Đồng thời trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tuổi của chủ thẻ tăng thêm 1 đơn vị thì
khả năng quá hạn của chủ thẻ tín dụng tăng thêm 0,08%. Kết quả này không phù hợp với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu, kết quả này chỉ phù hợp một phần với kết quả nghiên cứu của Agarwal và cộng sự (2009) và hoàn toàn ngược với kết quả nghiên cứu của Dunn và Kim (1999).
Giới tính (Gender) của chủ thẻ với hệ số β2 = 0,2709330 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, thể hiện mối tương quan thuận giữa nam giới và khả năng bị quá hạn của chủ thẻ thẻ tín dụng. Nam giới quá hạn nhiều hơn nữ giới 0,2%. Kết quả nghiên cứu này đi ngược lại so với kỳ vọng của nghiên cứu. Tuy nhiên, nhìn chung thì tỷ lệ này cũng tương đối hợp lý vì trong 12.734 chủ thẻ được quan sát thì nam giới đã chiếm hơn 61% nên tỷ lệ khách hàng nam bị quá hạn nhiều hơn nữ cũng là điều dễ hiểu. Kết quả này rất phù hợp với một số kết quả nghiên cứu trước đó, Wang và cộng sự (2010) cho rằng chủ thẻ là nam giới thường xuyên sử dụng thẻ tín dụng hơn nữ giới, nên dễ quá hạn hơn nữ giới; nghiên cứu của Kocenda and Vojtek (2009); Dunn và Kim (1999) cũng cho rằng nữ giới khơng thích rủi ro hơn nên nữ giới ít quá hạn hơn.
Tình trạng hơn nhân (Marital) của chủ thẻ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với
hệ số β3 = - 0,8999084, thể hiện mối tương quan nghịch giữa tình trạng hơn nhân và khả năng quá hạn của chủ thẻ, phù hợp với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, những chủ thẻ có gia đình ít q hạn hơn những chủ thẻ độc thân 0,96%. Tuy nhiên, mức độ quá hạn giữa 2 đối tượng này chênh lệch khơng nhiều vì đại đa số chủ thẻ trong nghiên cứu này đều đã có gia đình, chiếm 86% mẫu quan sát. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Dunn và Kim (1999), Stavins (2000).
Trình độ học vấn (Education) có P-value = 0.000 và có hệ số β4= -1,816446
chứng tỏ những chủ thẻ có trình độ từ đại học trở lên ít q hạn hơn những chủ thẻ có trình độ dưới đại học như cao đẳng, trung cấp. Đồng thời, hệ số tác động biên (dY/dX) là - 0,0232062 cho thấy những chủ thẻ có trình độ dưới đại học thì quá hạn nhiều hơn
những chủ thẻ có trình độ từ đại học trở lên 2,32% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu mà học viên đã đưa ra, tương đồng với kết quả nghiên cứu của Yi Zhao (2006). Trong khi Scholnick và cộng sự (2012) cho rằng trình độ học vấn ít tác động tới khả năng quá hạn của chủ thẻ. Nợ thẻ tín dụng thực sự khác hẳn với các khoản nợ khác, thực sự nếu không tư vấn kỹ lưỡng thì khách hàng khó lịng mà hiểu được về sản phẩm thẻ tín dụng, ngày sao kê và ngày thanh toán, ngày quá hạn. Thời gian qua, tại MB đội ngũ nhân viên bán hàng vẫn chưa có thực sự hiểu về sản phẩm thẻ tín dụng nên vẫn chưa thể tư vấn cho khách hàng một cách chi tiết.
Số ngƣời phụ thuộc (Dependent person) càng nhiều càng ảnh hưởng đến khả
năng thanh tốn thẻ tín dụng của chủ thẻ đã được thể hiện qua hệ số β5 = 0,2952642 ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi số người phụ thuộc tăng thêm 1 thì tình trạng quá hạn của chủ thẻ tăng thêm 0,22%. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu, hoàn toàn tương đồng với một số kết quả nghiên cứu khác như kết quả nghiên cứu của Kim and De Vaney (2001).
Loại hình cơng ty mà chủ thẻ đang công tác (Company) cũng ảnh hưởng rất
nhiều đến tình trạng quá hạn của chủ thẻ tín dụng. Với hệ số β6 = -3,067981 và P-value = 0,000 cho thấy mối tương quan nghịch giữa những chủ thẻ đang công tác tại các cơ quan, đơn vị thuộc Nhà nước và khả năng quá hạn của chủ thẻ, hay nói cách khác là những chủ thẻ đang công tác tại các cơ quan, đơn vị của Nhà nước ít bị quá hạn hơn những chủ thẻ công tác tại các công ty như TNHH, tư nhân, cổ phần. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của học viên vì khách hàng mục tiêu và nhận được nhiều chính sách, ưu đãi của MB trong thời gian qua là khách hàng quân nhân, khách hàng đang làm việc tại các cơ quan đơn vị thuộc sở hữu của nhà nước vì tính chất kỷ luật tại các cơ quan, đơn vị này là rất cao.
Tình trạng sở hữu nhà ở (Home owner) của chủ thẻ cũng ít nhiều ảnh hưởng
đến tình trạng thanh tốn dư nợ thẻ tín dụng của chủ thẻ. Cụ thể với hệ số β7 = -1,102871có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, thể hiện mối tương quan nghịch giữa những chủ thẻ có nhà riêng và khả năng quá hạn của chủ thẻ. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, những chủ thẻ chưa có nhà riêng thường xuyên phải tốn thêm một khoản chi phí hàng tháng như tiền thuê nhà nên dễ quá hạn hơn so với người đã có nhà riêng khoảng 1,09%, phù hợp với kỳ vọng ban đầu của đề tài. Kết quả nghiên cứu này thì đi ngược lại so với kết quả của Stavins (2000), khi tác giả cho rằng việc sở hữu nhà ở hay khơng khơng có ý nghĩa trong việc dự đốn khả năng q hạn của chủ thẻ khi kiểm soát thu nhập, tài sản, và một số đặc điểm thuộc về nhân khẩu học.
Hạn mức tín dụng của chủ thẻ có hệ số β8 = 0,0042101 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, thể hiện mối tương quan thuận giữa HMTD và khả năng quá hạn của chủ thẻ tín dụng. Hệ số tác động biên dY/dX = 0,0000317 thể hiện khi HMTD của chủ thẻ tăng thêm 1 đơn vị thì khả năng quá hạn của chủ thẻ tăng thêm 0,00317% trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, nhưng nhìn chung tác động biên này cũng khơng đáng kể. Kết quả này đi ngược lại so với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu vì hạn mức thẻ tín dụng càng cao thì dư nợ thẻ tín dụng càng lớn và nguy cơ chủ thẻ chậm thanh toán dư nợ thẻ tín dụng càng cao (Lee và cộng sự, 2011).
Hệ số sử dụng thẻ (Card using) với mức ý nghĩa 1% và hệ số β9 = 0,0717075 cho thấy những chủ thẻ có hệ số sử dụng thẻ càng cao càng dễ quá hạn hơn các chủ thẻ khác. Hơn nữa, tác động biên là 0,0005398 thể hiện rằng hệ số sử dụng thẻ của chủ thẻ tăng thêm 1% thì khả năng quá hạn của chủ thẻ tăng thêm 0,054% khi các yếu tố khác không đổi. Kết quả nghiên cứu này đi ngược với kết quả nghiên cứu của tác giả Trịnh Hoàng Nam và Vương Đức Hoàng Quân (2016) nhưng lại phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lee và cộng sự (2011). Khi hệ số sử dụng thẻ càng cao thì khả năng chủ thẻ sử
dụng hết hạn mức tín dụng càng cao, dự nợ càng lớn, mà dư nợ càng lớn thì khả năng thanh tốn dư nợ thẻ tín dụng càng thấp.
Dƣ nợ tại ngân hàng khác (Bloan) có hệ số β10 = -1,541381 thể hiện mối tương quan nghịch giữa những chủ thẻ có dư nợ tại ngân hàng khác và khả năng quá hạn của chủ thẻ với mức ý nghĩa 5%. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, với tác động biên dY/dX = -0,0061618 cho thấy những chủ thẻ có dư nợ tại ngân hàng khác thì ít q hạn hơn những chủ thẻ khác 0,62%; đi ngược lại so với kết quả nghiên cứu của Lee và cộng sự (2011). Điều này có thể là do đối với nghiên cứu này của học viên, tỉ lệ khách hàng có dư nợ tại ngân hàng khác chiếm một tỷ lệ rất nhỏ với 289 khách hàng tương đương 2,27% và trong 289 khách hàng có dư nợ tại ngân hàng khác chỉ có 4 khách hàng bị quá hạn.
Hệ số ứng tiền mặt (Cash) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với hệ số β11 = 32.50364 cho biết mối tương quan thuận giữa khả năng quá hạn và hệ số ứng tiền mặt bằng thẻ tín dụng. Khi hệ số ứng tiền mặt của chủ thẻ tăng thêm 1 đơn vị thì khả năng quá hạn của chủ thẻ tăng thêm 24,47%. Thẻ tín dụng được phát hành với mục đích chính là cấp tín dụng cho khách hàng dùng để thanh toán, việc ứng tiền mặt bằng thẻ tín dụng cũng khơng được ngân hàng khuyến khích nhiều. Các giao dịch ứng tiền mặt bằng thẻ tín dụng đều phải chịu thêm 1 khoản phí là 3% trên số tiền ứng và thấp nhất là 50.000 đồng. Ngoài ra kể từ ngày 01/01/2015 MB còn quy định hạn mức ứng tiền mặt của chủ thẻ tối đa khơng q 50% HMTD. Vậy nên chỉ có những khách hàng thực sự cần tiền mặt mới sử dụng thẻ tín dụng để ứng tiền mặt. Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn đi ngược lại so với kết quả nghiên cứu của tác giả Trịnh Hoàng Nam và Vương Đức Hồng Qn (2016).
TĨM TẮT CHƢƠNG 4
Chương 4 này là chương đề cập đến tình hình hoạt động kinh doanh của ngân hàng TMCP Qn Đội nói chung, tình hình kinh doanh thẻ tín dụng nói riêng và khả năng quá hạn thẻ tín dụng do khách hàng phát sinh 2 kỳ liên tiếp khơng thanh tốn đủ số tiền thanh toán tối thiểu đúng và trước hạn (thanh toán tối thiểu là 8% dư nợ trước ngày 20 hàng tháng). Mơ hình hồi quy logit với biến phụ thuộc là biến giả dummy có giá trị là 1 nếu như khách hàng quá hạn và có giá trị là 0 nếu như khách hàng không bị quá hạn. Kết quả của mơ hình hồi quy logit với 16 biến độc lập thì có 11 biến có ý nghĩa thống kê, cho thấy 11 yếu tố có ảnh hưởng đến khả năng quá hạn của chủ thẻ tín dụng KHCN tại ngân hàng TMCP Quân Đội là tuổi (age), giới tính (gender), tình trạng hơn nhân (marital), trình độ học vấn (education), số người phụ thuộc (dependent person), loại hình cơng ty đang cơng tác (company), tình trạng sở hữu nhà ở (homeowner), HMTD, hệ số sử dụng thẻ (cardusing), dư nợ tại ngân hàng khác (bloan), hệ số ứng tiền mặt (cash). Kết quả nghiên cứu này giúp học viên đề xuất và kiến nghị với ngân hàng, giúp MB có một cái nhìn khái quát hơn về khả năng quá hạn của chủ thẻ cũng như giúp MB có giải pháp hồn thiện hơn bộ quy trình phát hành và thẩm định thẻ tín dụng.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP ĐỐI VỚI CÁC YẾU TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG TRẢ NỢ THẺ TÍN DỤNG CỦA KHCN TẠI NGÂN HÀNG TMCP QUÂN ĐỘI
5.1 Nhóm giải pháp liên quan đến các yếu tố tác động tới khả năng trả nợ thẻ tín dụng của khách hàng cá nhân tại MB
Trong 11 biến độc lập được đánh giá là có ảnh hưởng đến khả năng trả nợ của chủ thẻ tín dụng KHCN tại MB thì có 6 yếu tố tác động cùng chiều với khả năng quá hạn của chủ thẻ, còn 5 yếu tố tác động ngược chiều với khả năng quá hạn của chủ thẻ.