Đơn vị tính: quan sát 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
Thang đo nguồn vốn (CAP) = 0,742
CAP1 7.2256 1.928 .613 .605
CAP2 7.1179 2.538 .595 .642
CAP3 6.8769 2.335 .517 .716
Thang đo chính sách (POL) = 0.751
POL1 14.3692 4.492 .578 .682
POL2 14.2359 5.078 .513 .708
POL3 14.1487 4.942 .489 .717
POL4 14.1744 4.980 .548 .695
POL5 14.1897 5.278 .456 .727
Thang đo cạnh tranh (COM) = 0.784
COM1 10.7949 3.360 .609 .722
COM2 10.6410 3.314 .640 .706
COM3 10.6667 3.450 .578 .738
COM4 10.4667 3.601 .537 .758
Thang đo nhân viên (OFF) = 0.806
OFF1 14.0667 5.836 .583 .770
OFF2 13.9795 5.989 .504 .795
OFF4 14.0103 5.691 .676 .743
OFF5 13.8769 5.758 .590 .768
Thang đo quy trình (PRO) = 0.845
PRO1 10.4103 4.264 .681 .804
PRO2 10.3590 4.644 .674 .807
PRO3 10.3282 4.325 .722 .785
PRO4 10.3487 4.568 .651 .816
Thang đo kiểm tra, kiểm soát (CON)= 0.728
CON1 7.2103 1.621 .502 .696
CON2 7.0051 1.541 .582 .601
CON3 7.0564 1.548 .565 .621
Thang đo thông tin (INF)= 0.461
INF1 7.1692 1.306 .332 .274
INF2 6.9846 1.510 .243 .434
INF3 7.1282 1.483 .281 .370
(Nguồn : Phụ lục 2,3,4,5,6,7,8)
Qua kết quả kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha, biến thông tin (INF) gồm 03 biến quan sát, kết quả như sau:
+Lần 1: chạy INF cho Cronbach Alpha = 0.461< 0.5 và cả 3 biến quan sát đều nhỏ hơn 0. rất nhiều.
+Lần tiếp theo : lần lược thử rút dần các biến quan sát trong nhân tố INF thì Alpha vẫn bé hơn 0. . Vì vậy, nhân tố INF khơng đáng tin cậy trong mơ hình, do vậy loại bỏ nhân tố thơng tin ra khỏi mơ hình.
Phân tích nhân tố thơng qua phân tích EFA dựa trên các tiêu chuẩn sau:
Đối với, tiêu chuẩn Bartlett và hệ số KMO dùng để đánh giá sự thích hợp của EFA. Do đó EFA được gọi là thích hợp khi: 0, ≤ KMO ≤1 và sig< 0,0 . Trường hợp KMO<0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng khơng thích hợp với dữ liệu.
Tiêu chuẩn rút trích nhân tố gồm chỉ số Eigenvalue (đại diện cho lượng biến thiên được giải thích bởi các nhân tố) và chỉ số Cumulative (tổng phương sai trích cho biết phân tích nhân tố giải thích được bao nhiêu % và bao nhiêu % bị thất thoát). Theo Gerbing và Anderson (1988), các nhân tố có Eigenvalue<1 sẽ khơng có tác dụng tóm tắt thơng tin tốt hơn biến gốc (biến tiềm ẩn trong các thang đo trước khi EFA). Vì thế, các nhân tố chỉ được rút trích tại Eigenvalue>1 và được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 0%.
Tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố (Factor loadings) biểu thị tương quan đơn giữa các biến với các nhân tố, dùng để đánh giá mức ý nghĩa của EFA. Theo Hair và cộng sự, Factor loading>0,3 được xem là đạt mức tối thiểu; Factor loading>0,4 được xem là quan trọng; Factor loading>0, được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Trường hợp chọn tiêu chuẩn Factor loading>0,3 thì cỡ mẫu ít nhất phải là 350; nếu cỡ mẫu khoảng 100 thì nên chọn tiêu chuẩn Factor loading>0,55; nếu cỡ mẫu khoảng 50 thì Factor loading>0,75
Bảng 2.9: Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến quan sát lần cuối với thủ tục xoay Varimax Đơn vị tính: phần trăm Nhân tố 1 2 3 4 5 CAP1 .751 CAP2 .766 CAP3 .777 POL1 .757 POL2 .735 POL3 .611 POL4 .545 OFF1 .723 OFF2 .536 OFF3 .722 OFF4 .778 OFF5 .699 PRO1 .759 PRO2 .805
PRO4 .769
CON1 .733
CON2 .753
CON3 .690
(Nguồn : Phụ lục 10)
Trong quá trình phân tích EFA, thang đo COM và biến quan sát POL5 bị loại do hệ số tải nhân tố (Factor loadings)< 0,3. Kết quả EFA cho KMO = 0.861 với mức ý nghĩa sig < 0.000 và trích nhân tố tạiEigenvalue = 1.067, tổng phương sai trích 63.338%. Các thang đo sau khi phân tích EFA tạo thành 05 thành phần là nguồn vốn, chính sách, nhân viên, quy trình, kiểm sốt với 19 biến quan sát.
Phân tích nhân tố phụ thuộc LEND với 03 biến quan sát, cho kết quả với độ tin cậy Cronbach’s Alpha là 0.742 và phương sai trích là 67.8%.
2.4.3.2 Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, thực hiện kiểm định các giả thuyết được đưa ra thông qua kiểm định tương quan và hồi quy bội. Trong hồi quy bội, mơ hình có ý nghĩa càng cao khi R2
đã điều chỉnh càng tiến gần 1 (0<Adjusted R2<1), các nhân tố đưa vào phải có mức ý nghĩa sig<0,0 và giữa các biến hoàn toàn độc lập nhau, tức không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến khi VIF <2.
Phân tích tương quan giữa các biến nguồn vốn, chính sách, nhân viên, quy trình, kiểm soát là các biến độc lập với biến hoạt động cho vay KHDN là biến phụ thuộc. Kết quả cho thấy biến hoạt động cho vay KHDN tương quan với hầu hết các biến độc lập trên và có hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kê (p<0,01). Đưa 0 nhân tố độc lập vào chạy hồi quy nhằm đánh giá độ phù hợp.
Bảng 2.10: Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Đơn vị tính: phần trăm
Mơ hình R R bình phương R bình phương đã
điều chỉnh
Sai số ước tính của độ lệch chuẩn
1 .858a .735 .728 .33133
Giá trị R điều chỉnh > 0%, đủ giá trị tin cậy và chấp nhận được. Với hệ số R điều chỉnh = 0,728 cho thấy rằng các nhân tố đưa vào phân tích giải thích được 72,8% hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM.
Bảng 2.11 :Kết quả hồi quy bội với các hệ số hồi qui riêng phần trong mơ hình
Đơn vị tính : phần trăm
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
Beta Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.695 .189 -3.679 .000 F_CAP .175 .039 .195 4.475 .000 .739 1.354 F_POL .306 .052 .276 5.872 .000 .633 1.581 F_OFF .374 .051 .346 7.359 .000 .632 1.581 F_PRO .123 .039 .133 3.155 .002 .793 1.261 F_CON .232 .050 .214 4.656 .000 .660 1.514 (Nguồn: Phụ lục 14)
Các nhân tố như nguồn vốn, chính sách, nhân viên, quy trình, kiểm sốt đều phù hợp vì sig rất nhỏ. Kết quả phân tích cũng cho thấy giả định về liên hệ tuyến tính, phân phối chuẩn của phần dư, giả định phương sai của sai số khơng đổi, giả định về tính độc lập của sai số không bị vi phạm. Chỉ số VIF cho kết quả nhỏ hơn 2,kết luận không xảy ra hiện tương đa cộng tuyến. Phương trình hồi quy như sau: HOẠTĐỘNG CHO VAY KHDN = - 0,695 + 0,175NGUỒNVỐN + 0,306
CHÍNHSÁCH + 0,374 NHÂNVIÊN + 0,123QUY TRÌNH +0,232 KIỂM SỐT Sau khi kiểm định, phân tích nhân tố khám phá, phân tích hồi quy, kết quả cho thấy cả 05 nhân tố tác động đến hoạt động cho vay KHDN và hệ số biến nguồn vốn, chính sách, nhân viên, quy trình, kiểm sốt đều có tác động cùng chiều với hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM, trong đó nhân tố tác động mạnh nhất là nhân tố nhân viên và tác động yếu nhất là nhân tố quy trình.
2.5 Đánh giá sự tác động của các nhân tố tác động đến hoạt động cho vay khách hàng doanh nghiệp tại Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn khách hàng doanh nghiệp tại Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Khu vựcThành phố Hồ Chí Minh
Chiều tác động của các nhân tố như nguồn vốn huy động, chính sách cho vay, nhân viên cho vay, quy trình cho vay, kiểm tra kiểm soát cho vay tác động cùng chiều với hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM thể hiện qua hệ số của các biến đều mang dấu dương.
Mức độ tác động của 05 nhân tố đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM được sắp xếp theo thứ tự, nhân tố tác động mạnh nhất là nhân viên, kế tiếp là chính sách, kiểm tra kiểm sốt, nguồn vốn huy động và cuối cùng là quy trình cho vay. Điều này đã phản ánh đúng thực trạng hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM.
Nhân viên cho vay với hệ số biến là 0,374 nghĩa là khi nhân viên cho vay có trình độ chun mơn giỏi, đạo đức tốt hoặc chuyên môn kém, đạo đức chưa tốt thì hoạt động cho vay được đẩy mạnh hoặc hạn chế, đây cũng là mức tác động mạnh nhất đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Một số nguyên nhân vẫn tồn tại trong thời gian qua đã dẫn đến tăng trưởng dư nợ thấp và nợ xấu tăng cao trong hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM là chưa có chương trình tập huấn cho các cán bộ nhân viên mới về nghiệp vụ cho vay, chính sách cho vay, thông thường người làm trước hướng dẫn cho người làm sau nên những sai sót trong q trình cho vay lặp lại, dần đi vào nhận thức của nhân viên. Thêm vào đó, các cán bộ lãnh đạo là người tiếp thị các doanh nghiệp vay và nhân viên chỉ thực hiện các nghiệp vụ liên quan, dẫn đến nhân viên cho vay bị hạn chế về khả năng tiếp thị khách hàng. Ngoài ra, xảy ra trường hợp nhân viên cho vay thực hiện cho vay khách hàng mà không được tiếp xúc thường xuyên với khách hàng dẫn đến khơng nắm bắt tình hình hoạt động kinh doanh cũng như khả năng tài chính của khách hàng, dẫn đến các khoản vay không thu hồi được nợ đúng hạn. Trong thời gian qua, một số cán bộ nhân viên tại Agribank Khu vực TPHCM vì lợi ích cá nhân đã cho vay sai quy định như nâng giá trị tài sản đảm bảo lên gấp nhiều lần so với giá thực tế hoặc khách hàng khơng có năng lực tài chính cũng thực hiện cho vay dẫn đến tỷ lệ nợ xấu tăng cao. Trước tình hình nhiều cán bộ, nhân viên tại một số chi nhánh Agribank Khu vực TPHCM suy thoái về đạo đức nghề nghiệp dẫn đến
liên quan đến pháp luật , đã làm cho nhân viên cho vay có tư tưởng ngại cho vay vì sợ rủi ro.
Chính sách cho vay với hệ số biến là 0,306 nghĩa là khi chính sách cho vay được nới lỏng hoặc thắt chặt thì hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM cũng được đẩy mạnh hoặc hạn chế. Chính sách cho vay có tác động khá lớn đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Các chính sách cho vay tại Agribank Việt Nam nói chung và Agribank Khu vực TPHCM nói riêng đều linh hoạt, phù hợp đối với từng lĩnh vực hoạt động của doanh nghiệp. Nhưng việc thực hiện chính sách cho vay KHDN tại các chi nhánh Agribank Khu vực TPHCM vẫn tồn tại tính chủ quan và chưa thực hiện nghiêm túc dẫn đến tình trạng tăng trưởng dư nợ và chất lượng cho vay KHDN giảm.
Kiểm tra KSNB với hệ số biến là 0,232 nghĩa là khi hoạt động kiểm tra KSNB hiệu quả về quy trình và phương pháp KSNB thì hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM được đẩy mạnh. Kiểm tra KSNB có tác động đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM là vì cơng tác kiểm sốt hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM đã thực hiện tốt, bộ phận kiểm sốt đã góp phần đảm bảo cho hoạt động kinh doanh an toàn hiệu quả, hạn chế thấp nhất các rủi ro. Tuy nhiên, với quy mô công việc nhiều và đa dạng, số lượng nhân viên thực hiện việc kiểm sốt ít, nên kiểm sốt hoạt động cho vay cịn những mặt hạn chế như cơng tác kiểm sốt cịn chưa hợp lý khi đặt hệ thống kiểm soát dưới sự điều hành của giám đốc, điều này làm ảnh hưởng tới sự khách quan, độc lập trong việc thực hiện kiểm soát hoạt động cho vay giảm hiệu quả. Ngoài ra, các hướng dẫn về kiểm tra, kiểm soát hoạt động cho vay chưa cụ thể, gây ra những khó khăn cho kiểm sốt viên. Vì vậy, trong thời gian qua, một số sai phạm trong hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM không được phát hiện và chỉnh sửa kịp thời dẫn đến việc phát triển hoạt động cho vay KHDN về số lượng và chất lượng tại Agribank Khu vực TPHCM giảm.
Nguồn vốn huy động với hệ số biến là 0,17 nghĩa là khi nguồn vốn huy động tăng lên hoặc giảm xuống thì hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực
TPHCM được đẩy mạnh hoặc hạn chế. Nguồn vốn huy động có tác động đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM vì nguồn vốn huy động tương đối ổn định nhưng cơ cấu nguồn vốn cho vay ngắn hạn và trung dài hạn chưa hợp lý đã dẫn đến một số chi nhánh tại Agribank Khu vực TPHCM mất cân đối về nguồn vốn và ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHDN.
Quy trình cho vay với hệ số biến là 0,123 nghĩa là khi quy trình cho vay chặt chẽ, hợp lý thì hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM được đẩy mạnh. Quy trình cho vay tác động đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM vì chưa có sự đồng bộ trong việc thực hiện quy trình trên tồn hệ thống, một số chi nhánh khơng có bộ phận thẩm định, một số chi nhánh có bộ phận thẩm định và bộ phận thẩm định trực thuộc bộ phận cho vay, nên quy trình cho vay cịn chồng chéo giữa các bộ phận. Trong quy trình cho vay tại Agribank, nhân viên cho vay là người thực hiện tất cả các bước trong quá trình cho vay từ khi tiếp nhận hồ sơ đến khi thanh lý hợp đồng. Việc này, dẫn đến một số trường hợp cho vay khơng khách quan. Ngồi ra, quy trình cho vay tại Agribank vẫn chưa xác định rõ người thực hiện công việc, trách nhiệm của các cán bộ có liên quan trong q trình cho vay và cịn chưa thống nhất nội dung thực hiện cho toàn hệ thống nên cịn hạn chế trong q trình kiểm sốt, quản lý khoản vay.
Kết quả nghiên cứu cho thấy sự ảnh hưởng của nguồn vốn huy động, chính sách cho vay, nhân viên cho vay và quy trình cho vay, kiểm tra kiểm sốt cho vay đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Qua phân tích EFA cho thấy mơ hình nghiên cứu bị chi phối bởi 05 nhân tố, theo kết quả ước lượng chuẩn hóa mơ hình lý thuyết chính thức thì 05 nhân tố này chỉ giải thích được 72,8% hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Kết quả hồi qui chứng tỏ vai trò của các nhân tố trong hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM được phân định khá rõ. Vì thế, sẽ cịn có những nhân tố khác, biến quan sát khác có thể cũng ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM nhưng chưa được nghiên cứu này bao qt hết trong mơ hình hiện tại do giới hạn khảo sát. Vì vậy, giải pháp phát triển hoạt động cho vay phải dựa vào kết quả kiểm
định các nhân tố tác động đến hoạt động cho vay KHDN nhưng cần được điều chỉnh phù hợp với tình hình hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM.
Kết luận chương 2
Dựa trên việc phân tích thực trạng hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM giai đoạn 2009-2013 kết hợp với việc khảo sát ý kiến các cán bộ nhân viên đang làm việc tại Agribank Khu vực TPHCM, sử dụngmơ hình nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu và số liệu thu thập được, tiến hành phân tích các nhân tố tác động đến hoạt động cho vay KHDN tại AgribankKhu vực TPHCM. Phân tích định lượng cho thấy có sự tác động của 05nhân tố: nguồn vốn huy động, chính sách cho vay, nhân viên cho vay, quy trình cho vay, kiểm tra kiểm sốt cho vay tác động tới hoạt động cho vay KHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Trên cơ sở đó, đưa ra những đánh giá về sự tác động và giải thích những tác động. Do vậy, nhằm mục đích phát triển hoạt động cho vay KHDN, tạo sự phát triển bền vững cả về số lượngvà chất lượng tín dụng, cần đưa ra các giải pháp hợp lý kết hợp cùng nhóm giải pháp hỗ trợ.
CHƯƠNG 3. GIẢI PHÁP PHÁT TRIỂN HOẠT ĐỘNG CHO VAY KHÁCH HÀNG DOANH NGHIỆP TẠI CÁC CHI NHÁNH NGÂN HÀNG NÔNG NGHIỆP VÀ PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN VIỆT NAM KHU VỰC THÀNH
PHỐ HỒ CHÍ MINH.
Sau khi nghiên cứu các nhân tố tác động đến hoạt động cho vayKHDN tại Agribank Khu vực TPHCM. Mục đích của chương 3 là dựa trênthực tiễn để đề xuất các giải pháp nhằm phát triểnhoạt động cho vay KHDN. Đồng thời nhận diện các nhân tố có ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHDN, từ đó Agribank Khu vực TPHCM cần phải có những giải pháp hữu hiệu để có thểphát triển hoạt động cho vay KHDNcả về số lượng và chất lượng.
3.1 Định hướng phát triển hoạt động cho vay khách hàng doanh nghiệp tại Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam Khu vực Thành Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam Khu vực Thành