4.2. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
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 X2 Correlation Coefficient .021 .298 ** 1.000 .188 * * .239** -.027 .346** Sig. (2-tailed) .773 .000 . .008 .001 .708 .000 N 200 200 200 200 200 200 200 X3 Correlation Coefficient -.021 .130 .188 ** 1.000 .158* .073 .151* Sig. (2-tailed) .764 .067 .008 . .025 .307 .033 N 200 200 200 200 200 200 200 X4 Correlation Coefficient .008 .195 ** .239** .158* 1.000 .228** .148* Sig. (2-tailed) .915 .006 .001 .025 . .001 .037 N 200 200 200 200 200 200 200 X5 Correlation Coefficient .000 .262 ** -.027 .073 .228** 1.000 .148* Sig. (2-tailed) .995 .000 .708 .307 .001 . .037
N 200 200 200 200 200 200 200 X6 Correlation Coefficient .016 .175 * .346** .151* .148* .148* 1.000 Sig. (2-tailed) .823 .013 .000 .033 .037 .037 . 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 bảng 4.10 cho thấy giữa các biến độc lập và trị tuyệt đối phần dư có giá trị sig lớn hơn 5% do đó mơ hình khơng bị hiện tượng tự tương quan.
4.2.5.4. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần = 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0.985 tức là gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn của mơ hình khơng bị vi phạm.
4.2.5.5. Kiểm định mức độ phù hợp mơ hình Bảng 4.2-11 Phân tích ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regressio n 142.218 6 23.703 34.989 .000 b Residual 130.744 193 .677 Total 272.962 199 a. Dependent Variable: Y b. Predictors: (Constant), X6, X4, X3, X1, X5, X2
(Nguồn: Kết quả phân tích, 2017)
Giá trị Sig của F bằng 0 nhỏ hơn 5% nên mơ hình phân tích phù hợp với dữ liệu khảo sát.
4.2.5.6. Kiểm định các hệ số hồi quy
Phương trình hồi quy:
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng kết quả hồi quy tuyến tính bội (bảng 4.11), phương trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng được chuẩn hóa như sau: Y = 0.25*X1+0.146*X2 +0.11*X3+ 0.139*X4 + 0.176*X5 + 0.383* X6 + Ui Trong đó, Y : Quản trị rủi ro tín dụng; X1: Chính sách tín dụng X2: Xếp hạng tín dụng X3: Quy trình cấp tín dụng X4: Mơi trường bên ngồi X5: Chất lượng nguồn nhân lực X6: Thơng tin tín dụng
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X1 (Chính sách tín dụng) bằng 0.25 có giá trị sig bằng 0 < 0.01 có ảnh hưởng quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.25 điểm.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X2 (Xếp hạng tín dụng) bằng 0.146 có giá trị sig bằng 0.014 < 0.05 có ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.146 điểm.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X3 (Quy trình cấp tín dụng) bằng 0.11 có giá trị sig bằng 0.033 < 0.05 có ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.11 điểm.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X4 (mơi trường bên ngồi) bằng 0.139 có giá trị sig bằng 0.01 < 0.05 có ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.139 điểm.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X5 (chất lượng nguồn lực) bằng 0.176 có giá trị sig bằng 0.002 < 0.01 có ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.176 điểm.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X6 (thơng tin tín dụng) bằng 0.383 có giá trị sig bằng 0 < 0.01 có ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Khi cán bộ, nhân viên tín dụng đánh giá yếu tố này tăng thêm 1 điểm thì cơng tác quản trị rủi ro tín dụng tăng thêm 0.383 điểm.
Bảng 4.2-12 Thứ tự ảnh hưởng của các nhân tố Tên biến Hệ số Tên biến Hệ số hồi quy Tỷ trọng Thứ tự ảnh hưởng X1 (Chính sách tín dụng) 0.25 0.208 2 X2 (Xếp hạng tín dụng) 0.15 0.121 5 X3 (Quy trình cấp tín dụng) 0.11 0.091 6
X4 (Mơi trường bên ngồi) 0.14 0.115 4
X5 (Chất lượng nguồn nhân lực) 0.18 0.146 3
X6 (Thơng tin tín dụng) 0.38 0.318 1
Tổng cộng 1.204 100%
(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy 6 nhân tố là X1 (Chính sách tín dụng), X2 (Xếp hạng tín dụng), X3 (Quy trình cấp tín dụng), X4 (Mơi trường bên ngoài), X5 (Chất lượng nguồn nhân lực), X6 (Thơng tin tín dụng). Do đó, các giả thuyết H1, H3, H4, H5, H9 như trong mơ hình nghiên cứu được chấp nhận. Trong đó, nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến quản trị rủi ro tín dụng dựa trên hệ số beta chuẩn hóa là thơng tin tín dụng với hệ số hồi quy Beta là 0.38; thứ hai là chính sách tín dụng với hệ số beta là 0.25, thứ ba là chất lượng nguồn lực với hệ số hồi quy beta là 0.18; thứ tư môi trường bên ngồi là 0.14, thứ năm là xếp hạng tín dụng với hệ số hồi quy là 0.15 và cuối cùng là quy trình cấp tín dụng với hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.11
Bảng 4.2-13 Trình bày kết quả hồi quy
Beta chuẩn hóa Sig X1 (Chính sách tín dụng) 0.25 *** 0.000
X2 (Xếp hạng tín dụng) 0.15 *** 0.000
X3 (Quy trình cấp tín dụng) 0.11 ** 0.014
X4 (Mơi trường bên ngồi) 0.14 ** 0.033
X6 (Thơng tin tín dụng) 0.38 *** 0.002 Hệ số xác định R2
52.1%
(Nguồn: Kết quả xử lý, 2017)
Hệ số xác định của mơ hình bằng 52.1% thể hiện được mức độ giải thích của 6 biến độc lập bao gồm X1, X2, X3, X4, X5 và X6 lên quản trị rủi ro tín dụng. Phần giải thích cịn lại 47.9% là các yếu tố cịn lại khơng được đề cập đến mơ hình. Mức độ giải thích của mơ hình cao hơn 50%, phù hợp với dữ liệu khảo sát. Các giả thiết của ước lượng các tham số hồi quy đều thỏa mãn, khơng bị vi phạm. Vì vậy mơ hình hồi quy là hiệu quả thỏa mãn tính chất BLUE (Best Linear Unbias Estimator).
Bảng 4.2-14 Kết quả kiểm định các giả thuyết
Nội dung Kì
vọng Kết quả Kết luận Giả thuyết H1: Có mối quan hệ dương giữa
chính sách tín dụng và quản trị rủi ro tín dụng + +
Chấp nhận H1 Giả thuyết H2: Có mối quan hệ dương giữa
xếp hạng tín dụng và quản trị rủi ro tín dụng +
+ Chấp
nhận H2 Giả thuyết H3: Có mối quan hệ dương giữa
quy trình cấp tín dụng và quản trị rủi ro tín dụng
+
+ Chấp
nhận H3 Giả thuyết H4: Có mối quan hệ dương giữa
môi trường bên ngồi và quản trị rủi ro tín dụng
+
+ Chấp
nhận H4 Giả thuyết H5: Có mối quan hệ dương giữa
chất lượng nguồn nhân lực và quản trị rủi ro tín dụng
+
+ Chấp
nhận H5 Giả thuyết H6: Có mối quan hệ dương giữa
thơng tin tín dụng và quản trị rủi ro tín dụng +
+ Chấp
nhận H6
Dựa vào kết quả nghiên cứu thực hiện hồi quy bội của mơ hình , tác giả kết luận giả thuyết như sau:
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X1 (Chính sách tín dụng) bằng 0.25 có giá trị sig bằng 0 < 0.01 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, chấp nhận giả thuyết H1.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X2 (Xếp hạng tín dụng) bằng 0.146 có giá trị sig bằng 0.014 < 0.05 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, chấp nhận giả thuyết H2.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X3 (Quy trình cấp tín dụng) bằng 0.11 có giá trị sig bằng 0.033 < 0.05 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, chấp nhận giả thuyết H3
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X4 (mơi trường bên ngồi) bằng 0.139 có giá trị sig bằng 0.01 < 0.05 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 95%, chấp nhận giả thuyết H4.
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X5 (chất lượng nguồn lực) bằng 0.176 có giá trị sig bằng 0.002 < 0.01 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, chấp nhận giả thuyết H5
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của biến X6 (thơng tin tín dụng) bằng 0.383 có giá trị sig bằng 0 < 0.01 có ảnh hưởng cùng chiều đến quản trị rủi ro tín dụng tại độ tin cậy 99%, chấp nhận giả thuyết H6.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Nội dung chương 4 là phân tích kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng tại Ngân hàng TMCP Phát triển TP HCM – HDBank – Chi nhánh Vũng Tàu.
Phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng đã xem xét các biến liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng. Đề tài nghiên cứu về 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 để kết luận giả thuyết nghiên cứu. Dữ liệu đã được thu thập qua 2 bước: khảo sát sơ bộ (n=100) và khảo sát chính thức (n=200) lãnh đạo, nhân viên tại bộ phận thẩm định, kinh doanh tín dụng và nhân viên kiểm tra kiểm soát nội bộ. Các thang đo lường về các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị rủi ro tín dụng được xây dựng trên cơ sở lý thuyết và được phát triển phù hợp với thực tế qua phỏng vấn chuyên gia và thảo luận nhóm và kiểm định độ tin cậy, phân tích nhân tố EFA, kiểm định phương sai, kiểm định sự ảnh hưởng các yếu tố tác động đến quản trị rủi ro tín dụng.
Kết quả phân tích cho thấy, 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 gồm: (1) Chính sách tín dụng, (2) Xếp hạng tín dụng, (3) Quy trình cấp tín dụng, (4) Mơi trường bên ngồi, (5) Chất lượng nguồn nhân lực, (6) Thơng tin tín dụng. Sáu yếu tố này đóng góp tích cực vào quản trị rủi ro tín dụng, được kiểm định và đáp ứng các yêu cầu về giá trị, độ tin cậy và sự phù hợp của mơ hình với dữ liệu thu thập.
Quản trị rủi ro tín dụng là một việc rất quan trọng trong quá trình điều hành, hoạt động và phát triển của ngân hàng. Quản trị rủi ro hiệu quả không những giảm thiểu rủi ro tín dụng – một hoạt động chính yếu ở các ngân hàng thương mại Việt Nam hiện nay – mà cịn góp phần đảm bảo lợi nhuận, nâng cao uy tín và năng lực hoạt động cho ngân hàng. Do đó, việc nghiên cứu của đề tài giúp ích rất nhiều trong việc quản trị rủi ro tín dụng tại Ngân hàng TMCP Phát triển TP HCM – HDBank – Chi nhánh Vũng Tàu.
mơ hình lý thuyết về quản trị rủi ro tín dụng tại Ngân hàng TMCP Phát triển TP HCM – HDBank – Chi nhánh Vũng Tàu, với 6 giả thuyết đưa ra và được chấp nhận.
Về mặt ý nghĩa thực tiễn, nghiên cứu này sẽ giúp cho nhà lãnh đạo có cái nhìn tổng thể và tồn diện hơn về quản trị rủi ro tín dụng để cải thiện tốt hơn.
Tóm lại, kết quả nghiên cứu này giúp cho nhà lãnh đạo của Ngân hàng TMCP Phát triển TP HCM – HDBank – Chi nhánh Vũng Tàu đánh giá lại khả năng quản trị rủi ro tín dụng, xác định những mặt làm được và quan trọng hơn là xác định những yếu tố cần nâng cao trong thời gian tới nhằm nâng cao hơn nữa việc quản trị rủi ro tín dụng để đảm bảo lợi nhuận, nâng cao uy tín và năng lực hoạt động cho ngân hàng.
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ