Sau khi phân tích nhân tố khám phá, các thang đo đo lường được mã hóa lại như sau:
STT Thành phần Các biến quan sát
1 Từ chối cấp tín dụng(TUCHOI) TUCHOI1, TUCHOI2, TUCHOI3, TUCHOI4, TUCHOI5, TUCHOI6, TIEPTUC4 2 Tiếp tục cấp tín dụng(TIEPTUC) TIEPTUC1, TIEPTUC2, TIEPTUC3, TIEPTUC5 3 Khó khăn khi giao dịch tín dụng
(KHOKHAN)
KHOKHAN1, KHOKHAN2, KHOKHAN3, KHOKHAN4, KHOKHAN5
4 Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG)
CHATLUONG1, CHATLUONG2, CHATLUONG3, CHATLUONG4, CHATLUONG5, CHATLUONG6
5 Giá cả tín dụng(GIACA) GIACA1, GIACA2, GIACA3
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 6)
Mơ hình nghiên cứu có được từ kết quả EFA bao gồm 05 biến độc lập: (1) Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) được đo lường bằng 7 biến quan sát; (2) Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) được đo lường bằng 4 biến quan sát; (3) Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) được đo lường bằng 5 biến quan sát; (4) Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) được đo lường bằng 6 biến quan sát; (5) Giá cả tín dụng (GIACA) được đo lường bằng 3 biến quan sát.
Hình 3.1: Mơ hình nghiên cứu từ kết quả EFA 3.5. Kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) và các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp phân tích hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là phương pháp Enter đưa vào lần lượt. Hồi quy đa biến nhằm xác định vai trò quan trọng của từng nhân tố trong việc đánh giá mối liên hệ của chúng đối với khả năng mở rộng tín dụng.
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình, nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R- Square. Hệ số R2 đã được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được
Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI)
Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC)
Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) Giá cả tín dụng (GIACA) Mở rộng tín dụng (MORONG) H5 (-) H4 (+) H3 (-) H2 (+) H1 (-)
đưa vào mơ hình, tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R - Square đã điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng q mức phù hợp. Ngoài ra, cần kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin – Watson < 3) và khơng có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (1< VIF < 2.5). Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố. Beta càng cao thì mức độ tác động của biến vào đối tượng càng lớn (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R2 là 0.500 và R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) là 0.491, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến tỷ lệ 49,1% (hay mơ hình đã giải thích được 49,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc mở rộng tín dụng). Trị số thống kê F đạt giá trị 56.690 được tính từ giá trị R-Square của mơ hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Giá trị Sig. của các nhân tố đã chỉ ra rằng có 04 nhân tố trong số 05 nhân tố là có tác động đáng kể (có ý nghĩa thống kê) đối với mở rộng tín dụng. Bốn nhân tố đó gồm: từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng với các hệ số chuẩn hóa nằm trong khoảng từ -0.164 đến 0.398. Thông qua giá trị R2, 49.1% của việc mở rộng tín dụng có thể được giải thích bởi 05 biến độc lập (hệ số Durbin – Watson thỏa mãn: 1 < 2.010 < 3; và các giá trị VIF < 2.5) (xem phụ lục 7). Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Hệ số (Coefficientsa ) Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. VIF B Std. Error Beta 1 (Hằng số) 2.683 .369 7.278 .000 TUCHOI -.193 .065 -.163 -2.953 .003 1.722 TIEPTUC .137 .049 .137 2.786 .006 1.373 KHOKHAN -.050 .057 -.051 -.873 .383 1.922 CHATLUONG .345 .046 .398 7.491 .000 1.604 GIACA -.155 .048 -.164 -3.253 .001 1.449
a. Biến phụ thuộc: MORONG
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Bảng trên cho thấy có 2 nhân tố có tác động thuận chiều (hệ số Beta dương) và 2 nhân tố có tác động nghịch chiều (Beta âm) đến mở rộng tín dụng. Riêng nhân tố cịn lại (KHOKHAN) có mức ý nghĩa Sig = 0.383 > 0.05 nên khơng có ý nghĩa thống kê. Ngồi ra, đồ thị phần dư có dạng phân phối chuẩn (có giá trị trung bình bằng 0) cho thấy khả năng an tồn khi bác bỏ các giả thuyết H0. Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng có sự tác động của các nhân tố đối với biến phụ thuộc là mở rộng tín dụng. Phương trình hồi quy đối với các biến có hệ số chuẩn hóa Beta có dạng như sau:
Y = - 0.163X1 + 0.137X2 + 0.398X3 - 0.164X4 Trong đó, Y : Mở rộng tín dụng (MORONG) X1 : Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) X2 : Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) X3 : Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) X4 : Giá cả tín dụng (GIACA)
Các hệ số hồi quy chuẩn và giá trị Sig thu được từ mơ hình được sử dụng để kiểm định các giả thuyết thống kê. Bảng trình bày dưới đây sẽ giải thích chi tiết về kết quả kiểm định của từng giả thuyết trong số 05 giả thuyết được nêu:
Các giả
thuyết Quan hệ
Hệ số chuẩn
hóa Beta Sig.
Kiểm định giả thuyết H1 TUCHOI ----------- MORONG (-) -0.163 0.003 Chấp nhận H2 TIEPTUC ---------- MORONG (+) 0.137 0.006 Chấp nhận H3 KHOKHAN ------- MORONG (-) -0.051 0.383 Bác bỏ H4 CHATLUONG --- MORONG (+) 0.398 0.000 Chấp nhận H5 GIACA ------------- MORONG (-) -0.164 0.001 Chấp nhận
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
• Giả thuyết H1: Nhân tố từ chối cấp tín dụng có tác động âm với mở rộng tín
dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0.163 (sig. = 0.003 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố từ chối cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận.
• Giả thuyết H2: Nhân tố tiếp tục cấp tín dụng có tác động dương với mở rộng
tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.137 (sig. = 0.006 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ thuận với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H2 được chấp nhận.
• Giả thuyết H3: Nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng có tác động âm với mở
rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0.051 (sig. = 0.383 >0.05). Điều này cho thấy tại độ tin cậy α = 95%, nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng khơng có ý nghĩa trong việc giải thích cho mức độ mở rộng tín dụng. Do đó, giả thuyết H3 bị bác bỏ.
• Giả thuyết H4: Nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động dương với mở
rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.398 (sig. = 0.000 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố chất lượng
dịch vụ tín dụng tỷ lệ thuận với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận.
• Giả thuyết H5: Nhân tố giá cả tín dụng có tác động âm với mở rộng tín dụng.
Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0.164 (sig. = 0.001 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố giá cả tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H5 được chấp nhận.
Hình 3.2: Các hệ số hồi quy của mơ hình
Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI)
Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC)
Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) Giá cả tín dụng (GIACA) Mở rộng tín dụng (MORONG) Beta = -0.164 Sig. = 0.001 Beta = 0.398 Sig. = 0.000 Beta = -0.051 Sig. = 0.383 Bác bỏ Beta = 0.137 Sig. = 0.006 Beta = -0.163 Sig. = 0.003
3.6. Phân tích tác động của các nhân tố đối với mở rộng tín dụng
Các kết quả điều tra thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy việc từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng có liên quan với mở rộng tín dụng. Đồng thời, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng chưa đủ bằng chứng để có thể đưa ra đánh giá về mối liên hệ giữa các vấn đề khó khăn khi giao dịch tín dụng với mở rộng tín dụng.
Bảng 3.14: Mức độ quan trọng của các nhân tố đối với mở rộng tín dụng
Nhân tố Hệ số chuẩn hóa Beta Mức độ quan trọng (số càng nhỏ càng quan trọng) Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) -0.163 3 Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) 0.137 4 Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) 0.398 1 Giá cả tín dụng (GIACA) -0.164 2
Khó khăn khi giao dịch tín
dụng (KHOKHAN) -0.051 5 (bị loại bỏ)
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Chất lượng dịch vụ tín dụng: Căn cứ vào kết quả hồi quy, chất lượng dịch vụ
tín dụng có tác động tích cực đến mở rộng tín dụng. Kết quả này là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong chương trước. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng (β = 0.398) tại giá trị sig. = 0.000 cho thấy khi những cảm nhận về chất lượng dịch vụ tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ mở rộng tín dụng sẽ tăng lên 0.398 đơn vị. Các NHTM cần chú trọng cải thiện chất lượng dịch vụ tín dụng để phục vụ khách hàng DNNVV tốt hơn. Bởi vì khi chất lượng phục vụ tốt hơn, nó sẽ giúp cho việc mở rộng tín dụng của NHTM đối với các khách hàng này được thuận lợi hơn.
Giá cả tín dụng: Giá cả tín dụng có tác động nghịch đối với mở rộng tín dụng.
Giá cả càng tăng sẽ càng làm suy giảm mức độ mở rộng tín dụng. Kết quả này cũng là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong chương trước. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng (β = -0.164) tại giá trị sig. = 0.001 cho thấy khi mức giá cả tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ mở rộng tín dụng sẽ giảm xuống 0.164 đơn vị. Vì vậy, các NHTM cần đưa ra các mức lãi suất, mức phí giao dịch tín dụng phù hợp với bối cảnh thị trường và với từng nhóm khách hàng được phân loại. Có chính sách hỗ trợ, ưu đãi đối với những khách hàng có tiềm năng lớn, nhóm khách hàng thân thiết, nhóm khách hàng được đánh giá tốt, …
Từ chối cấp tín dụng: Việc từ chối cấp tín dụng có tác động nghịch đối với mở
rộng tín dụng. Từ chối cấp tín dụng càng nhiều sẽ càng làm suy giảm khả năng mở rộng tín dụng. Kết quả này cũng là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong chương trước. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng (β = -0.163) tại giá trị sig. = 0.003 cho thấy khi yếu tố từ chối cấp tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ mở rộng tín dụng sẽ giảm xuống 0.163 đơn vị. Phần lớn các đối tượng được khảo sát đều đạt được thỏa thuận cấp tín dụng và đi đến giao kết thực hiện bằng hợp đồng. Quyết định cấp tín dụng này đã làm gia tăng mức độ mở rộng tín dụng. Vì vậy, DNNVV cần căn cứ vào các tiêu chuẩn yêu cầu của NHTM để điều chỉnh, bổ sung cho phù hợp. Các ngân hàng cũng cần đưa ra những khuyến nghị, giải đáp vướng mắc cho khách hàng trong q trình xem xét cấp tín dụng. Nếu những tiêu chuẩn này được đảm bảo, các vướng mắc được giải quyết sẽ góp phần làm gia tăng mở rộng tín dụng.
Tiếp tục cấp tín dụng: Nhân tố tiếp tục cấp tín dụng có tác động tích cực đến
mở rộng tín dụng. Tiếp tục cấp tín dụng càng nhiều sẽ càng làm gia tăng mức độ mở rộng tín dụng. Kết quả này là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong chương trước. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín
dụng (β = 0.137) tại giá trị sig. = 0.006 cho thấy khi quyết định tiếp tục cấp tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ mở rộng tín dụng sẽ tăng lên 0.137 đơn vị. NHTM căn cứ vào những biểu hiện khả quan tốt hơn của khách hàng để làm cơ sở cho việc đưa ra quyết định tiếp tục cấp tín dụng. Các doanh nghiệp cần cải thiện tình trạng của mình nếu muốn tiếp tục nhận tài trợ tín dụng từ NHTM. Bởi lẽ việc giải quyết vấn đề tài trợ vốn cho các doanh nghiệp hiện đang có quan hệ tín dụng với ngân hàng thường thuận lợi hơn nhiều so với những doanh nghiệp khơng được tiếp tục cấp tín dụng và phải bắt đầu lại cơng việc tìm kiếm tài trợ từ nơi khác.
Khó khăn khi giao dịch tín dụng: Thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng
khơng có ý nghĩa thống kê đối với mở rộng tín dụng (Sig. = 0.383 >0.05). Điều này có nghĩa những khó khăn này khơng có ảnh hưởng đáng kể đến mở rộng tín dụng. Các giao dịch tín dụng diễn ra khơng q khó khăn (giá trị trung bình = 2.685). Thơng tin rõ ràng, dễ hiểu; việc tiếp cận thông tin thuận lợi; các hướng dẫn giao dịch khá cụ thể, chi tiết.
Các kết quả thu được từ nghiên cứu định lượng cho thấy có bốn thành phần tác động đến mở rộng tín dụng. Để thực hiện mở rộng tín dụng, các nhà quản lý nên tập trung giải quyết các vấn đề theo thứ tự như sau: (1) Chất lượng dịch vụ tín dụng, (2) Giá cả tín dụng, (3) Vấn đề về từ chối cấp tín dụng, (4) Tiếp tục cấp tín dụng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Trong chương 3, nghiên cứu đã trình bày phương pháp thực hiện nghiên cứu nhằm xây dựng, đánh giá thang đo và mơ hình nghiên cứu. Trong chương này, nghiên cứu cũng đã trình bày đặc điểm mẫu nghiên cứu, thực hiện việc kiểm định thang đo các yếu tố tác động đến mở rộng tín dụng thơng qua cơng cụ Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA). Đồng thợi thực hiện việc kiểm định các giả thuyết nghiên cứu bằng phương pháp hồi quy và thực hiện đo lường mức độ quan trọng của các yếu tố cấu thành của mở rộng tín dụng. Kết quả kiểm định cho thấy, các giả thuyết H1, H2, H4, H5 đều được chấp nhận. Riêng giả thuyết H3 bị bác bỏ do hệ số Sig. khơng có ý nghĩa thống kê.
Chương 4 sẽ tiếp tục trình bày các giải pháp nhằm mở rộng tín dụng đối với các DNNVV của các NHTM trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh.
CHƯƠNG 4
GIẢI PHÁP MỞ RỘNG TÍN DỤNG ĐỐI VỚI CÁC DNNVV CỦA CÁC NHTM TRÊN ĐỊA BÀN TP HỒ CHÍ MINH
4.1. Định hướng mở rộng tín dụng đối với các DNNVV của các NHTM trên địa bàn Tp. HCM bàn Tp. HCM
Nhằm tháo gỡ khó khăn cho các doanh nghiệp tiếp cận vốn tín dụng ngân hàng, trong thời gian qua Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã có nhiều văn bản chỉ đạo, hướng dẫn các tổ chức tín dụng xem xét điều chỉnh hạ lãi suất huy động, hạ lãi suất cho vay
đối với các khoản nợ cũ, tiếp tục cho vay mới với mức lãi suất hợp lý trong đó mức lãi suất cho vay tối đa đối với 4 lĩnh vực ưu tiên gồm : Nông nghiệp nông thôn, các dự án sản xuất - kinh doanh hàng xuất khẩu, lĩnh vực phục vụ sản xuất - kinh doanh của DNNVV, và phát triển ngành công nghiệp hỗ trợ sẽ được ưu tiên vay với lãi suất tối đa không quá 13% năm. Các DNNVV hiện nay đang rất khát vốn, thêm vào đó là sức ép cạnh tranh từ hội nhập kinh tế quốc tế càng làm gia tăng áp lực về vốn của DNNVV.