Ứng dụng mô hình logit thứ bậc trong phân tích rủi ro tín dụng cá nhân: Trường hợp SeaBank Chi nhánh Cần Thơ

NGUYEN MINH THUâ PHAN èNH KHễI Â PHAM MINH TRI

ng dụng mơ hình logit thứ bậc trong

phân tích rủi ro tín dụng cá nhân:
Trường hợp SeaBank Chi nhánh Cần
Thơ

Nguyễn Minh Thư? s Phan Đình Khơi? s Phạm Minh Trí®)

Ngày nhận bài: 13/7/2020 | Biên tập xong: 02/12/2020 | Duyệt đăng: 10/12/2020

TĨM TẮT: Rủi ro tín dụng (RRTD) được các ngân hàng đặc biệt quan tâm nhưng
ít nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra được các yếu tố làm thay đổi mức độ rủi ro
theo cách thức quản lý RRTD thực tế tại ngân hàng do số liệu hạn chế. Bài viết
này phân tích RRTD cá nhân bằng mơ hình hồi quy logit thứ bậc dựa trên 232
quan sát được chọn ngẫu nhiên từ hồ sơ khách hàng tại Ngân hàng Thương mại
(NHTM) Cổ phần Đông Nam Á (SeABank) Chi nhánh Cần Thơ. Kết quả chỉ ra, tám
yếu tố ảnh hưởng đến RRTD cá nhân bao gồm: giới tính, trình độ học vấn, số
người phụ thuộc, mục đích sử dụng vốn vay, lĩnh vực ngành nghề tạo ra thu nhập,
kiểm tra và giám sát người vay, lịch sử vay vốn của khách hàng và tài sản đảm
bảo. Trong đó, mức tác động biên của giới tính, trình độ học vấn, mục đích sử
dụng vốn vay, kiểm tra và giám sát khách hàng làm giảm rủi ro trả nợ của khách
hàng chuyển từ mức rủi ro 1 chuyển sang mức rủi ro 2, và từ mức rủi ro 2 chuyển
sang mức rủi ro 3. Trong khi đó, số người phụ thuộc, lĩnh vực ngành nghề tạo thu
nhập, lịch sử vay vốn của khách hàng và tài sản đảm bảo làm tăng rủi ro trả nợ
của khách hàng chuyền từ các mức rủi ro tương ứng. Vì vậy, để quản lý RRTD cá
nhân, ngân hàng cần tập trung quản lý RRTD cá nhân dựa vào đặc điểm khách
hàng trong hồ sơ cho vay.
TỪ KHÓA: Logit thứ bậc, rủi ro tín dụng cá nhân, SeaBank Chỉ nhánh Cần Thơ.
Mã phân loại JEL: G21.

1. Giới thiệu Phan Đình Khơi - Trường Đại học Cần Thơ; Khu
II đường 3/2, Phường Xuân Khánh, Quận Ninh Kiều,
Rủi ro trong hoạt động kinh doanh ngân Tp. Cần Thơ; Email:
hàng bao hàm những diễn biến gây khó khăn,

® Nguyễn Minh Thư - Ngân hàng TMCP Đồng Nam ® Pham Minh Trí- Ngân hàng Nhà nước Chi nhánh
Á Chi nhánh Cần Thơ; 26 — 28, Nguyễn An Ninh, Q. tỉnh Hậu Giang; 75 Võ Văn Kiệt, Phường 5, Tp. Vị
Ninh Kiều, Tp. Cần Tho; Email: thu.nm@seabank. Thanh, tỉnh Hậu Giang; Email: minhtri0101@

com.vn. gmail.com.

Số 177 Tháng 12.2020... TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 69

MO HINH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ ĐNỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HOP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

gây bất lợi, làm phát sinh chi phí hay những kiểm soát RRTD khách hàng cá nhân vẫn chưa
tổn thất đối với ngân hàng. Các loại rủi ro được quan tâm đúng mức, kết quả kiểm soát
trong hoạt động kinh doanh ngân hàng được và đánh giá RRTD vẫn chưa đạt được những
mục tiêu như mong đợi.
nhận dạng chủ yếu như là RRTD, rủi ro lãi
Do đặc tính tiềm ẩn rủi ro xuất phát từ
suất và rủi ro thanh khoản. Trong đó, RRTD các khả năng không chắc chắn của các kết quả
xuất hiện ở các giao dịch giữa ngân hàng và nên vấn để nhận dạng và định lượng rủi ro
đối tác của ngân hàng thể hiện qua hợp đồng luôn là thách thức đối với các nhà quản lý và
tín dụng giữa ngân hàng và người vay. Sự phát các nhà nghiên cứu. Bài viết này vận dụng mô
triển quy mô ngân hàng phụ thuộc rất nhiều hình hồi quy logit thứ bậc có tính đến mức
vào sự phát triển hoạt động tín dụng bởi vì thu độ phân loại của từng mức độ RRTD dựa
nhập từ lãi vay chiếm tỷ trọng lớn nhất trong vào hệ thống phân loại rủi ro của ngân hàng
nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến

các hoạt động của các NHTM. Tuy nhiên, từng mức độ RRTD. Mơ hình hồi quy logit
thứ bậc (ordered logit) có ưu điểm giúp phân
phát triển tín dụng lại bao hàm nhiều rủi ro loại và xếp loại RRTD tốt hơn các mơ hình
logit nhị thức. Kết quả nghiên cứu này là cơ sở
và đến lượt rủi ro phát sinh sẽ ảnh hưởng trực giúp ngân hàng kiểm sốt RRĐTD cá nhân phù
tiếp làm giảm thu nhập của ngân hàng. Vì hợp với cách quản lý rủi ro từ thực tế tại ngân
vậy, quản lý rủi ro RRTD luôn là mục tiêu ưu hàng, từ đó giúp nâng cao hiệu quả hoạt động
tiên hàng đầu của các ngân hàng nhằm giảm kinh doanh của ngân hàng.

thiểu tổn thất trong hoạt động cho vay, góp 2. Cơ sở lý thuyết và các nghiên
phần nâng cao uy tín và tạo ra lợi thế cạnh cứu thực nghiệm
tranh của ngân hàng, giúp các ngân hàng tăng
trưởng bền vững. 2.1. Cơ sở lý thuyết

Xu hướng phát triển thị trường ngân hàng 2.1.1 Rui ro tin dung
bán lẻ đã và đang là mối quan tâm hàng đầu RRTD được định nghĩa là rủi ro xuất phát
của các NHTM cổ phần ở Việt Nam nói chung
và SeABank nói riêng. Trong giai đoạn hiện từ tính khơng chắc chắn về khả năng hay sự
nay, SeABank không ngừng phát triển thị sẵn sàng của người vay trong việc thực hiện
trường bán lẻ nhằm tăng cường sự hiện diện, các nghĩa vụ quy định trong hợp đồng tín
gia tăng thị phần và nâng cao sức cạnh tranh
của ngân hàng, ưu tiên tăng trưởng tín dụng dụng. Jorion (2009) và Bessic (2012) lập luận
khách hàng cá nhân. Trong đó, SeABank Chi rằng, cơ chế dẫn đến RRTD rủi ro xuất phát từ

nhánh Cần Thơ rất chú trọng phát triển thị tính khơng chắc chắn về khả năng của người
phần đối tượng khách hàng cá nhân. Hoạt vay trong việc thực hiện các nghĩa vụ quy
động tín dụng tại SeABank Chi nhánh Cần định trong hợp đồng tín dụng. Kết quả khơng
Thơ đã có những bước tiến bộ vượt bậc và đạt chắc chắn hình thành nên những tổn thất do
những thành tựu đáng khích lệ, chất lượng tín khách hàng vay khơng trả được nợ hoặc sự
dụng ngày càng tăng và hướng đến các chuẩn giảm sút chất lượng tín dụng của khoản vay.

mực quốc tế. Khách hàng cá nhân luôn chiếm Nói một cách khác, RRTD là khả năng người
từ khoảng 90% đến 93% tổng số khách hàng vay không thực hiện hay thực hiện khơng đây
cịn dư nợ tại ngân hàng. Tuy nhiên, đi đôi với đủ nghĩa vụ trả nợ. Đây được xem như là tổn
cuộc chạy đua tăng trưởng tín dụng để mở thất kinh tế do bên đối tác không thể thực
rộng thị phần và tăng nguồn thu nhập, hoạt
động cho vay ở hiện tại vẫn còn nhiều rủi ro
tiềm ẩn có thể để lại những hậu quả nhất định

cho giai đoạn tiếp theo. Cụ thể là, hoạt động

70 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á ' Tháng 12.2020 ' Số 177

NGUYEN MINH THU e PHAN BINH KHƠI s PHẠM MINH TRÍ

hiện đầy đủ nghĩa vụ được quy định trong cán bộ tín dụng; xuất phát từ chiến lược kinh
hợp đồng tín dụng được ký kết giữa các bên.
Thơng tư 02/2013/TT-NHNN giải thích rõ doanh, chính sách, quy trình tín dụng và sự
“RRTD trong hoạt động ngân hàng là tổn thất vận dụng chính sách, quy trình tín dụng chưa
có khả năng xảy ra đối với nợ của các tổ chức
tín dụng (TCTD), chỉ nhánh ngân hàng nước nghiêm túc; xuất phát từ cơng tác thẩm định,
ngồi do khách hàng không thực hiện hoặc tài sản đảm bảo, thông tin tín dụng, hệ thống
khơng có khả năng thực hiện một phần hoặc kiểm soát nội bộ (Đường Thị Thanh Hải, 2014;
toàn bộ nghĩa vụ của mình theo cam kết” Đặng Hữu Ngọc, 2015). Ngoài ra, các yếu tố
RRTD mang tính chất chủ quan từ phía khách
Như vậy, RRTD là rủi ro do khách hàng hàng gồm các yếu tố thuộc nhóm thơng tin
vay khơng thực hiện đúng các điều khoản ghi cá nhân khách hàng; tình hình tài chính của
trong hợp đồng tín dụng đã được ký kết giữa khách hàng; tình hình dư nợ, giao dịch của
hai bên, biểu hiện cụ thể là khách hàng chậm khách hàng; đặc điểm của khoản vay (Phan
trả nợ, trả nợ không đầy đủ hoặc không trả nợ Đình Khơi & Nguyễn Việt Thành, 2015).
khi khoản nợ đến hạn thanh toán gốc và lãi,

gây ra những tổn thất về tài chính và khó khăn 2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm
trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm về RRTD

2.1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín cá nhân được thực hiện ở nước ngoài và trong
dụng cá nhân nước. Ở nước ngoai, Nawai & Shariff (2012)
sử dụng mơ hình logit đa thức để xác định
Trong các quan hệ tín dụng cá nhân, hai các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu suất trả nợ của
đối tượng tham gia hợp đồng là ngân hàng khách hàng cá nhân trong các chương trình
và người đi vay. Người vay sử dụng tiền vay tài chính vi mô ở Malaysia dựa trên 309 khách
trong điểu kiện không gian và thời gian nhất hàng vay vốn. Kết quả chỉ ra yếu tố giới tính,
định, đồng thời chịu sự chỉ phối của các yếu trình độ, khoảng cách đến văn phịng cho vay,
tố khách quan xuất phát từ môi trường kinh hình thức kinh doanh, tổng doanh thu mỗi
doanh. Trong điều kiện không chắc chắn của tháng, số tiển vay nhận được, giám sát các
hoạt động kinh doanh, RRTD cá nhân có thể khoản vay và độ trễ giải ngân có ảnh hưởng
xuất phát từ nguyên nhân khách quan do sự đến hiệu suất trả nợ của khách hàng. Wongnaa
biến động của môi trường kinh doanh và & Awuyno-Victor (2013) nghiên cứu về các
nguyên nhân chủ quan xuất phát từ TCTD và yếu tố ảnh hưởng đến khả năng trả nợ vay
người vay (Lê Khương Ninh & Lâm Thị Bích của nông dân Yam ở quận Sene, Ghana. Mơ
Ngọc, 2012). Các yếu tố RRTD mang tính chất hình hồi quy probit được sử dụng để xác định
khách quan từ phía nền kinh tế, các cơ quan các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng trả nợ của
quản lý nhà nước bao gồm các yếu tố như: môi nông dân Yam. Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra
trường kinh doanh; hệ thống thông tin (thông các yếu tố trình độ học vấn, kinh nghiệm kinh
tin lịch sử, thông tin hiện tại và xu hướng doanh của người vay, tuổi tác, nguồn thu nhập
phát triển của khách hàng trong tương lai); đa dạng và giám sát chặt chẽ khách hàng vay
yếu tố xuất phát từ hệ thống văn bản luật; yếu có ảnh hưởng tích cực đến khả năng trả nợ của
tố xuất phát từ công tác kiểm tra, thanh tra. người vay. Bên cạnh đó, tình trạng giới tính và
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng, hơn nhân có tương quan nghịch với khả năng
các yếu tố RRTD mang tính chất chủ quan từ trả nợ của người vay. Gần đây, Agbemava &
phía ngân hàng bao gồm các yếu tố xuất phát ctg (2016) ứng dụng mơ hình hồi quy logit nhi
từ đạo đức nghề nghiệp của cán bộ quản lý, thức dựa trên số liệu của 548 khách hàng được

cấp tín dụng từ tháng 01/2013 đến 12/2014

Số 177 Thang 12.2020 | TAP CHiKINH TE VANGAN HANG CHAU A 71

MƠ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN Ý ĐỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

của các tổ chức tài chính vi mơ có trụ sở tại ngành nghề chính tạo ra thu nhập và kiểm tra
Accra, Ghana. Kết quả nghiên cứu chỉ ra, sáu giám sát vốn vay. Ở mức rủi ro 2, các yếu tố có
yếu tố có ảnh hưởng đến RRTD của khách ý nghĩa bao gồm năm yếu tố có ý nghĩa ở mức
hàng bao gồm: tình trạng hơn nhân, số người độ rủi ro 1 cộng với khả năng tài chính của
phụ thuộc, tài sản thế chấp, đánh giá, kỳ hạn khách hàng và kinh nghiệm cán bộ tín dụng.
cho vay và lĩnh vực cho vay. Nhóm tác giả cịn cho thấy, mơ hình logit đa
thức cho phép giải thích RRTD tốt hơn mơ
Trong nước, Trương Đông Lộc (2010) và hình logit nhị thức. Tương tự, Bùi Hữu Phước
& ctg (2018) sử dụng mơ hình logit nhị phân
Trương Đông Lộc & Nguyễn Thị Tuyết (2011) và đa thức để xác định các yếu tố ảnh hưởng
nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến đến RRTD của NHTM cổ phần Ngoại thương
RRTD của các NHTM nhà nước ở khu vực Việt Nam Chi nhánh Kiên Giang. Dữ liệu
Đồng bằng sông Cửu Long (ĐBSCL). Dựa phân tích thu thập từ 120 hồ sơ tín dụng ngân
vào mơ hình probit để phân tích rủi ro dựa hàng. Kết quả cho thấy, mô hình logit đa thức
được phân thành hai mức độ (1 là có rủi ro thực hiện tốt hơn mơ hình logit nhị phân. Ở
và 0 là khơng có rủi ro) và số liệu thu thập mức RRTD 1, tác động đến tín hiệu rủi ro bao
từ hồ sơ khách hàng, kết quả nghiên cứu chỉ
ra rằng,khả năng tài chính của người vay, quá gồm: Tài sản đảm bảo, năng lực tài chính của
trình kiểm tra và giám sát của ngân hàng, kinh khách hàng, hoạt động kinh doanh đa dạng,
nghiệm của cán bộ tín dụng, kinh nghiệm của kinh nghiệm của nhân viên ngân hàng, kiểm
người vay, vốn tự có của khách hàng, số lần tra và giám sát khoản vay. Ở mức RRTD 2, chỉ
kiểm tra và giám sát các khoản vay cũng như
đa dạng hóa các hoạt động kinh doanh của có bốn yếu tố liên quan yếu tố ảnh hưởng đến
khách hàng có ảnh hưởng đến RRTD. Tương

tự, Lê Khương Ninh & ctg (2012) sử dụng mô RRTD của NHTM, ít hơn một yếu tố so với
hình hồi quy logit nhị thức để phân tích rủi
ro trong cho vay doanh nghiệp nhỏ và vừa ở mức độ RRTD 1 (tài sản thế chấp).
các chỉ nhánh Ngân hàng Đầu tư và Phát triển
Việt Nam ở ĐBSCL với số liệu thu thập từ 454 Kết quả của các nghiên cứu trên cho thấy,
doanh nghiệp nhỏ và vừa ở ĐBSCL. Kết quả chủ để RRTD đã được nhiều nhà nghiên cứu
chỉ ra, sáu yếu tố ảnh hưởng đến RRTD bao trong nước quan tâm thực hiện. Nhìn chung,
gồm loại hình doanh nghiệp, nợ phải trả/vốn các nhà nghiên cứu tập trung vào dữ liệu sơ
chủ sở hữu, ROA, xếp hạng doanh nghiệp khả cấp và thứ cấp để xác định các yếu tố ảnh
năng cạnh tranh của sản phẩm, lịch sử vay trả hưởng đến RRTD, nhưng các nghiên cứu chỉ
và kinh nghiệm của cán bộ tín dụng. đừng lại ở việc phân loại rủi ro theo hai mức
độ (1 là có rủi ro và 0 là khơng có rủi ro). Hạn
Gần đây, Phan Đình Khơi & ctg (2017) chế của các nghiên cứu này là chỉ xác định
phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD được yếu tố đó có ảnh hưởng hoặc khơng có
thơng qua mơ hình logit nhị thức và logit đa ảnh hưởng đến RRTD mà chưa cho thấy được
thức. Để cải thiện kết quả phân loại RRTD, mức độ ảnh hưởng đó như thế nào. Điểm mới
của Phan Đình Khơi & ctg (2017) và Bùi Hữu
mức độ rủi ro được tác giả chia thành ba mức Phước & ctg (2018) là sử dụng thêm mơ hình
hồi quy logit đa thức (ngồi mơ hình hồi quy
độ: Mức 0-không rủi ro; MứcI1-rủi ro kiểm logit nhị thức) với biến phụ thuộc là ba mức

soát được; và Mức 2-rủi ro khơng kiểm sốt độ RRTD (khơng có rủi ro, rủi ro có thể kiểm
được. Kết quả chỉ ra rằng, các yếu tố ảnh hưởng
đến RRTD của các NHTM cổ phần nhà nước soát và rủi ro khơng kiểm sốt được) để phân
tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD. Biến phụ
ở mức rủi ro 1 bao gồm: tài sản đảm bảo, sử thuộc có dạng định danh, khơng có trật tự thứ
dụng vốn vay, lịch sử vay vốn của khách hàng, bậc cụ thể nào giữa các lựa chọn khác nhau.

72 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 12.2020 Số 177

NGUYEN MINH THUe PHAN BINH KHÔI s PHAM MINH TRI

Các lựa chọn phụ thuộc vào các đặc điểm của Như vậy, ước lượng các mơ hình logit
người chọn. Mặc dù, mơ hình probit đa thức nhị phân riêng lẻ cho J - 1, các biến kết quả
có thể sử dụng để ước lượng các phân loại theo (response variables) cho kết quả J - 1 các giá
thang đo thứ bậc, nhưng hạn chế dễ thấy nhất
là các phân loại đó khơng tính đến bản chất trị ước lượng của B Khi đó, giả định về các
thứ bậc của biến phụ thuộc (Gujarati, 2011). hồi quy song song có nghĩa là:

Do đó, mơ hình hồi quy logit thứ bậc được sử B, = B, = --- =B,¡ =- (2)
dụng trong nghiên cứu này có thể giải thích rủi
Phan tích các hệ số hồi quy này cho biết có
ro tốt hơn các mơ hình thực nghiệm trước đây. phải các hệ số B, ước lượng đều giống nhau hay
không. Nếu §, khơng giống nhau, giả thuyết
3. Mơ hình và phương pháp các hồi quy song song bị bác bỏ. Kiểm định
nghiên cứu model hoặc Brant được xây dựng bởi Long &
ctg (2001) có thể sử dụng để kiểm định Giả
3.1. Mơ hình phân tích thuyết 2.
Mơ hình hồi quy logit thứ bậc dựa theo
Trường hợp J=4, mơ hình hồi quy logit
Long & Freese (2001) có dạng như sau: thứ bậc sẽ bao gồm ba hồi quy nhị phân áp
dụng cho ba giá trị và giá trị còn lại của biến
y =xB+e, (1)
phụ thuộc sẽ là giá trị gốc với điểu kiện quan
Trong đó: y là biến phụ thuộc nhưng trọng là các hệ số hồi quy (B) giống hệt nhau
không quan sát được trên thực tế, chỉ có thể
cho các phương trình:
quan sát gián tiếp thông qua các giá trị định
danh được sắp xếp theo thứ bậc y = 1 nếu t, = Pr(y < 1 | x) = F(t,— Bx),
-e< y*

những ngưỡng giới hạn được tính tốn từ mơ
hình; 8 là hệ số hồi quy thể hiện sự tác động Trong đó: B là vector hệ số hồi quy phải
của các biến giải thích lên biến phụ thuộc; và e đảm bảo giống nhau trong ba phương trình
là sai số ngẫu nhiên. hồi quy nêu trên. Ước lượng các hệ số B từ
Mơ hình 1 được thực hiện bằng phương
Long & ctg (2001) chứng minh rằng, mô pháp ước lượng hợp lý tối đa (MLE). Tuy
hình hồi quy logit thứ bậc chỉ có ý nghĩa khi nhiên, các hệ số ước lượng B không thể hiện
thỏa mãn giả định mơ hình đồng thời song trực tiếp mối quan hệ giữa các yếu tố ảnh
song, Phương trình 1 được viết lại như sau: hưởng đến RRTD (Wooldridge, 2002; Phan
Đình Khôi & ctg, 2017). Vi vậy, hiệu ứng
Pr(y = 1|x) = F(t,- xổ),
Pr(y = m|x) = F(t,— xB) — F(t m-1 — xB) với biên sẽ được tính tốn và được sử dụng để
giải thích ý nghĩa của mơ hình thay cho các
m=2toJ-l, hệ số ước lượng ÿ.
Pr(y =J|x) = 1 - F(t,,- xB).

Giả định hồi quy đồng thời song song 3.2. Mơ hình ước lượng
được kiểm chứng bởi so sánh ước lượng từ hồi Phương pháp logit thứ bậc được sử dụng

quy nhị phân thứ J-1. xB) voi m = 1, để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD
Pr(y = m|x) = 1 — F(t,- cá nhân của ngân hàng. Biến phụ thuộc
RRTD được phân chia thành bốn mức độ để
J1.

Số 177 Tháng 12.2020. TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 73

MƠ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN Ý ĐỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

phản ánh kết quả phân loại RRTD cá nhân 3.3. Số liệu

tại ngân hàng. Cụ thể, biến phụ thuộc y nhận
bốn giá trị: giá trị 0 - khơng có rủi ro trong Số liệu được thu thập tại SeABank Chi
giai đoạn khảo sát; giá trị 1 - từ khơng có rủi nhánh Cần Thơ. Hồ sơ khách hàng được thu
ro đến chuyển sang mức rủi ro mức l; giá trị thập ngẫu nhiên từ danh sách hồ sơ khách
2 - từ mức rủi ro I chuyển sang mức rủi ro 2; hàng cá nhân có hợp đồng tín dụng và cịn
giá trị 3 - các trường hợp còn lại (từ mức 2 dư nợ đến ngày 30/6/2019. Tổng số 232 hồ sơ
chuyển sang mức 3, mức 4 hoặc mức 5). Mức được chọn để thu thập các thông tin cần thiết
1 đến mức 5 được xác định theo quy định tại cho mô hình. Các thơng tin cần thu thập bao
Thơng tư số 02/2013/TT-NHNN. Các biến gồm: khả năng tài chính của người vay, mức
độc lập được xây dựng dựa vào các nghiên độ đa dạng hóa hoạt động kinh doanh của
cứu thực nghiệm trong và ngoài nước, đặc khách hàng hay lĩnh vực ngành nghề chính
biệt là dựa vào nghiên cứu của Phan Đình tạo ra thu nhập để trả nợ được thu thập từ hồ
Khôi & ctg (2017) và Bùi Hữu Phước & ctg sơ vay của khách hàng. Phương pháp thu thập
(2018). Các biến độc lập giải thích cho các số liệu phải đảm bảo được rằng, các quan sát
mức rủi ro được để xuất dựa vào đặc điểm được chọn đều đã phát sinh kỳ hạn trả nợ và
của khách hàng cá nhân và của chuyên viên các hổ sơ vay đều được xếp loại tín dụng theo
tín dụng. Bảng 1 tổng hợp tên biến, thang đo quy định của ngân hàng.
và dấu kỳ vọng của từng biến. Mơ hình ước
lượng có dạng: Dữ liệu được thu thập để kiểm định mô
hình nghiên cứu gồm 232 quan sát được
RRTD =a, + a, TUOI + a,GT + a, TDHV + chọn lọc từ tổng thể tính đến thời điểm ngày
a,SNPT+a,KNTCNV +a,SDVV +a,KNCBTD 30/6/2019 số khách hàng cịn dư nợ tín dụng
+a,DDHKD + a,TNTN + a, GSNV + a,,LSVV tại SeA Bank Chi nhánh Cần Thơ 486 quan sát.
+a,,TSDB + a,,KNNV+ . Mẫu được chọn từ tổng thể với bước nhảy là
2. Dữ liệu có được từ thơng tin trên hồ sơ tín
dụng của từng khách hàng cá nhân, trong đó

Bảng 1: Tổng hợp các biến độc lập trong mơ hình

khoán Hang ái bài vọnng Đề xuất của nhóm tác giả

|| Tuol ae ad 3 xuyật cố 2 n (2073)
| |SỐ tưới của khach hang) _ | Wongnaa &Awuyno-Victor |
THÔI KHANH |(năm ¬............11..
GT _ hàng Là biến giả: 1 là khách hang
| là nữ; 0 là khách hàng là - Na&wcta g (i 2012)
| Giới tính nam
| TDHV
| Là biến giả: 1 là khách hàng
| Trình độhọc | có trình độ từ đại học trở
| SNPT vấn lên; O là khách hàng có _ Wongnaa & ctg (2013), Nawai & ctg |
(2012) |
trình độ dưới đạialthọc
=
Số người phụ | Số người phụ thuộc trong
thuận : gia đình (số người) * Agbemava & a (2016) |

| Khả nắn Vốn tự có trong dự án/Tổng Trương Đông Lộc (2010), Trương
_ Đông Lộc & ctg (2011), Phan Dinh |
| KNTCNV | tài chính của vốn của dự- án vay vốn - Khôi & ctg (2017), Bùi Hữu Phước &
| người va ctg (2018) - |

gu vay

74 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 12.2020 . Số 177

NGUYEN MINH THU © PHAN DINH KHOI « PHAM MINH TRI

Tén bién Thang đo/đơn vị tính Đề xuất của nhóm tác giả

Là biến giả: 1 là khách hàng |Trương Đông Lộc (2010), Phan Đình , |

SDVV Sử dụng vốn |sử dụng vốn đúng mục _ Khô& ictg (2017) |
vay đích; 0 là khách hàng sử
KNCBTD | dụng vốn sai mục đích -|

DDHKD | Kinh nghiệm | Số năm công tác của cán bộ Trương Đông Lộc (2010), Trương
của cán bộ tín | tín dụng trong lĩnh vực cho - Đông Lộc & ctg (2011), Lê Khương |
TNTN dụng vay (năm) Ninh & ctg (2012), Phan Đình Khơi |
8 ctg (2017), Bùi Hữu Phước & ctg |
| #88
LSVV (2018)

| TSBB Là biến giả: 1 là khách hàng |
Đa dạnghóa | kinh doanh từ hai ngành Trương Đông Lộc & ctg (2011), Bùi
KNNV hoat động kinh | hàng trở lên; 0 là khách - Hữu Phước & ctg (2018), Wongnaa
doanh hàng kinh doanh dưới hai & ctg (2013) ||
L— nganh hang
3 |
Lĩnh vực Là biến giả: 1 nguồn thu An HA
ngành nghề nhập chinh để trẻ nợ từ Beng tee 2010); be knueng)
chính tạora_ | nuôi trồng thủy sản và sản |_ + Minne: ete (2612), TẠM Binh: Biel
Sn & ctg (2017), Nawai & ctg (2012),
Z
PO ik Agbemava & ctg (2016) |
thu nhap dé xuất nông nghiệp; 0 nguồn g 9 |
trả nợ thu nhập từ lĩnh vực khác

Tổng số lần kiểm tra, giám Bul Hữu Phước &ctg (2018), Phạm |
x8 sa 2 x ‘ a a Đình Khơi & ctg (2017), Trương

Kiểm tra, giám | sát khách hàng của cán Ð Ạ in, |
Đồng Lộ& cctg (2011), Trương Đông
sát khách hàng | bộ tín dụng đến thời điểm ‡ Lộc (2010), Wongnaa & ctg (2013), |
nghiên cứu (lần)
Nawai & ctg (2012) |

. * Là biến giả1 :nếu người vay ˆLe Khương Ninh & ctg (2012); Phan |..
Lịch sử vay | ga từng có nợ quá hạn; 0 rp

HH đối với các trường hợp khác Đình Khôi & ctg (2017) |

i) 3 s we gts 3s 1s cies giles Trương Đông Lộc (2010), Bùi Hữu
iene trị giả tải |.
Tat Sản đám Í phước & ctg (2018), Phan Đình Khơi |

& ctg (2017), Agbemava & ctg (2016)

Kinh nghiệm Số năm kinh nghiệm trong | - TS . . |
của người đi Trương Đông Lộc (2010),Wongnaa |
ngành nghề tạo ra thu _ & ctg (2013) |
vay
nhap chinh cua khach

hàng nấm |
Nguồn: Kết quả lược khảo tài liệu của nhóm tác giả.

những khách hàng chưa phát sinh kỳ hạn trả 36 tuổi, thấp nhất là 26 tuổi và cao nhất là 55
nợ gốc và lãi được loại khỏi mẫu nghiên cứu. tuổi. Số người phụ thuộc của khách hàng tối
đa là 4 người, số người phụ thuộc trung bình
4. Kết quả nghiên cứu và thảo 1,35 người. Tỷ lệ vốn tự có của khách hàng

tham gia vào dự án, phương án kinh doanh
I a là tương đối thấp với mức trung bình là 43%,
: thấp nhất là 24%, cao nhất là 77%. Khả năng
tự tài trợ vốn của khách hàng vay khá thấp và
4.1. Đặc điểm khách hàng cá nhân tỷ lệ số tién vay trên giá trị tai sản đảm bảo
Bảng 2 tổng hợp đặc điểm của khách hàng khá cao. Tỷ lệ số tiền vay trên tài sản đảm

cá nhân vay vốn tại ngân hàng. Số liệu cho
thấy khách hàng vay có độ tuổi trung bình là

Số 177 Tháng 12.2020 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 75

MƠ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ ĐNỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢPTHẺ TÍN DỤNG TẠI VIET NAM

Bảng 2: Đặc điểm cá nhân của khách hàng

Do ®

| Tuổi của khách hàng Ng Năm 26 SB. | 36 | 80666 _
sé người phụ thuộc _ | 4 1,35 -
| _ Người | 0 43 0,8546
77
| ee tài chính của khách % 2A 0/1409 |

Í Tài sản đảm bảo % |1 285 80,8 04478

|Kinh nghiệm của khách hàng = Nam | 0- 8 | 415 | - i

| _ _ Tổng số quan sát _ _232 s ¬ SỐ ¬ |

Nguén: Số liệu thu thập của nhóm tác giả.

bảo có mức trung bình là 80,8%, thấp nhất là hồ sơ khách hàng có nguồn thu nhập từ ni
17%. Thời gian làm việc của khách hàng vay trồng thủy sản và sản xuất nông nghiệp, với ty
lệ 24,14%. Qua đánh giá của ngân hàng, có thể
vốn thấp nhất là mới làm việc, cao nhất là nhận thấy có đến 58 hồ sơ đã từng để nợ quá
hạn, chiếm tỷ lệ 25%.
tám năm kinh nghiệm, trung bình chỉ có 4,15
năm kinh nghiệm. Thông tin tỷ lệ khách hàng Bảng 4 tổng hợp đặc điểm của cán bộ
cá nhân phân theo theo giới tính và trình độ tín dụng thực hiện hoạt động cho vay. Kinh
học vấn được thể hiện ở các Hình 1 và Hình nghiệm làm việc của cán bộ tín dụng trung

2. Trong đó, khách hàng là nữ chiếm 33,19% bình là 4,26 năm, trong đó những cán bộ tín

và khách hàng là nam chiếm 66,81%; những dụng có thời gian làm việc dưới 1 nam và cán
người có trình độ từ đại học trở lên chiếm đến bộ tín dụng có nhiều năm hoạt động trong
62,07% (tương ứng với 144 quan sát). lĩnh vực ngân hàng cao nhất là 9 năm; số lần
kiểm tra, giám sát vốn vay đối với 232 hồ sơ ít
Đặc điểm các khoản vay của khách hàng
cá nhân được trình bày ở Bảng 3. Số liệu cho nhất là một lần và số lần kiểm tra, giám sát lớn
thấy, đến thời điểm 30/6/2019, ngân hàng có
đến 74 hồ sơ trong tổng số 232 khách hàng cá nhất là sáu lần, trung bình là 2,46 lần cho mỗi
nhân có dư nợ tại ngân hàng sử dụng vốn vay hồ sơ tín dụng.
khơng đúng mục đích, với tỷ lệ 31,90%. Khách
hàng kinh doanh từ hai ngành hàng trở lên Bảng 5 xếp loại rủi tín dụng của khách
hàng cá nhân theo cách phân loại và quản lý
chiếm tỷ lệ tương đối thấp, với tỷ lệ 28,88%, rủi ro tại ngân hàng. Mức độ rủi ro được xếp
thành bốn mức. Trong đó, mức khơng có rủi
tương ứng với 67 hồ sơ trong tổng số 232 hồ ro chiếm tỷ lệ cao nhất với 61,64% bao gồm
sơ. Trong tổng số 232 hồ sơ vay thì chỉ có 56

|

| | Từ + | ||

| Dưới đại học| | |

Nam 0 50 150 |

67% 100

Nguồn: Kết quả lược khảo tài liệu của nhóm tác giả.

Hình 1: Giới tính của khách hàng Hình 2: Trình độ học vấn của khách hàng

76 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HANG CHAUA | Thang 12.2020 Số 177

NGUYEN MINH THU e PHAN BINH KHOI e PHAM MINH TRI

Bảng 3: Đặc điềm các khoản vay của khách hàng cá nhân

Số quan sát Tỷ trọng (%)

Sử dụng vốn vay

Sử dụng khơng đúng mục đích - SỐ _—_ 74 390 _
68/10
Sử dụng đúng mục đích 158

_ Đa dạng hóa dịch vụ

Kinh doanh dưới hai ngành hàng _ _ _T65 _ 712 ~
67
| _Kinh doanh từ hai ngành hàng trởlên _ —_ | 28,88 _
—_
| Thu nhập chính trả nợ ; = _56_ |

Thu nhập từ nuôi trồng thủy sản và sản xuất nông nghiệp. — 176 _| _ 2414 —]

¡ Thu nhập từ hoạt động khác ee | - _ 75,86 _
58.
| Lich su vay vốn SỐ | 232 |

_ Chưa từng đề nợ quá han " Số liệu thu _ | —_ 785,00 |

__ Đã từng để nợ quá hạn ¬ S | 25,00 R

_— Tổng số quan sát CS |

Nguồn: thập của nhóm tác giả.

Bảng 4: Đặc điểm của cán bộ tín dụng

Chỉ tiêu

Ì Kinh nghiệm của cán bộ tín
dụng
Kiểm tra giám sát nợ vay

Tổng số quan sát

Nguồn: Số liệu thu thập của nhóm tác giả.

Bảng 5: Xếp loại RRTD cá nhân

Mức 0 Khơng có rủi ro tại thời điểm khảo sát 143 6164 |
Mức 1 Nợ có rủi ro
41 1767 —_
¡ Mức 2 Nợ cần chú ý
35 15,09
Mức 3 Nợ xấu
Tổng số quan sát 13 5,60

những hồ sơ khách hàng mới hoặc chưa để nợ 232 L 100
quá hạn lần nào; tiếp đến là nhóm khách hàng __
Nguồn: Số liệu thu thập của nhóm tác giả.
chuyển từ nhóm 0 sang nhóm 1 (mức l chino
chỉ nợ cần chú ý) chiếm tỷ lệ 15,09%; và nhóm
có rủi ro) có tỷ trọng với 17,67%; nhóm khách __ khách hàng chuyển từ nhóm 3 sang nhóm 4 và
hàng chuyển từ nhóm 1 sang nhóm 2 (mức 2
5 (mức 3 chỉ nhóm nợ xấu) chiếm tỷ lệ 5,6%

trong tổng số 232 hồ sơ khách hàng còn dư nợ
tại ngân hàng.

Số 177 Tháng 12.2020. ¡ TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 77

MƠ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ ĐNỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

3.2. Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy logit để xây dựng lại mơ hình (_hatsq) khơng có ý

thứ bậc
nghĩa thống kê (P_value = 0,156). Như vậy,
Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy logit mơ hình mới xác định được xem là mơ hình
thứ bậc cho thấy, mơ hình có ý nghĩa ở mức
1%. Sau khi kiểm tra hiện tượng đa cộng phù hợp. Bên cạnh đó, kết quả kiểm định
đối với mơ hình hồi quy logit thứ bậc về bốn
tuyén (Mean VIF = 1,36 < 10) va khac phuc mức RRTD cho thấy, bằng chứng giả định hồi
quy song song không bị vi phạm do chỉ bình
hiện tượng phương sai sai số thay đổi bằng phương không có ý nghĩa thống kê (chi2(26)

ước lượng vững của ma trận hiệp phương sai. = 34,16; Prob > chi2 = 0,1312). Nhu vậy, mô
Kết quả kiểm định được trình bày trong Bảng
6. Bên cạnh đó, kiểm định sai lệch trong lựa hình hồi quy logit thứ bậc với các yếu tố độc
chọn mơ hình cũng được thực hiện. Giá trị lập được sử dụng để giải thích mức độ RRTD
của khách hàng cá nhân.
được tuyên đốn - từ mơ hình mới lập (_ hat)
có ý nghĩa thống kê (P_ value = 0,000). Giá trị Kết quả ước lượng xác định được tám
tiên đốn bình phương - là biến số tiên đoán bién (GT, TDHV, SNPT, SDVV, TNTN,

Bảng 6: Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy logit thu bậc các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD

Tén bién Hệ số hồi quy

1 " Tuoi Tuổi khách hàng " tae
“hang -
Para eee 2
a | Gidi “io - có cóc sf đơn,

L4 J Số người phụ thuộc 7 — SỐ “tan

5 KNTCNV | Kha nang tai chinh người vay 0358:
mm
6 | SDVV =- dụng vốn vay
Khai
7 KNCBTD. | Kinh nghiệm của cán bộ tín dụng Phiên

8 DDHKD | Đa dạng hóa hoạt động kinh doanh “hiệp:

9 TNTN _. | Lĩnh vực ngành nghề chính tạo ra thu nhập đề trả nợ hờ

19 GSNV _. | Kiểm tra, giám sát khách hàng eee

11 LSVV_ | Lịch sử vay yen Tim.

T2 TSĐB _ | Tài sản đảm bảo rea

." KNNV_ | Kinh nghiệm của người đi vay /

78 —TAPCHIKINH TE VANGAN HANG CHÂU Á ' Tháng 12.2020 Số 177

NGUYEN MINH THUe PHAN BINH KHÔI s PHAM MINH TRI

Ký hiệu Tên biến Hệ số hồi quy
li

-0,2765 |
| jour (1,224)
7 |
1,5506
Ee joule (1,211) |

3,9772 |
| /cut3 ; s - a (1,286)

.§ố quanst | 232 |

| Prob > Chi2 ¬ | 0,0000

| Gid tri LR (Likelihood ratio)_ sỉ ¬ S 7 _ | -164.3163 |
| Hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh)
; _ - 0,3234 |

* ** và *** lần lượt có ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Kết quả ước lượng của nhóm tác giả.

GSNV, LSVV, TSDB) có ảnh hưởng đến biến bốn nhóm là hợp lý, khơng thể gộp chung để
phân tích bằng mơ hình hồi quy logit nhị thức.
phụ thuộc. Trong đó, các biến SDVV, LSVV
và TSĐB là ba biến có hệ số hồi quy lớn nhất Các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD cá nhân

(1/2681 - 1,9584) và có ý nghĩa ở mức 1%. Các ở mức 1 (Nợ có rủi ro)

biến có ý nghĩa đều có kỳ vọng dấu giống với Kết quả ước lượng mơ hình tác động biên
kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu ban đầu. của các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD ở mức
Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng mơ hình 1 (Bảng 7) cho thấy, tám biến có ý nghĩa bao
có ba điểm cắt (vì biến phụ thuộc được chia gồm: giới tính, trình độ học vấn,số người phụ
thành bốn khoảng theo thang đo thứ bậc). thuộc, sử dụng vốn vay, lĩnh vực ngành nghề
Điều này cho thấy, biến phụ thuộc phân thành chính tạo ra thu nhập trả nợ, kiểm tra, giám

Bảng 7: Kết quả ước lượng tác động biên bằng mơ hình hồi quy logit thứ bậc

Các yếu tố ma Mô hình tác động biên

35 iin 3 0,0009 0,0004 0,000 ||
1 Tudi khach hang (0,003) (0,001) (0,000)

Rey -0/17119* -0,0925** -0,0112**

E0. (0,058) (0,038) (0,006) |

. , - -0,1589** -0,0616** -0,0069** |
5. | Trlðnhđộ hạovấn (0,003) |
(0,065) (0,026)
x or in 0,0054** ||
4 | Số người phụ thuộc 0,1146*** 0,0479*** (0,002)
(0,044) (0,017)

ls Khả năng tài chính của người -0,3059 -0,1279 -0,0145 |
|_| vay (0,216) (0,093) (0,011)
-0,1816*** -0,1009***
| ais - -0,0124** ||
| 6_ | Mục đích sử dụng vốn vay (0,049) (0,035) (0,005)

| z Kinh nghiệm của cán bộ tín —_ -0,0146 -0,0061 -0,0006
dụng — (0,013) (0,005) (0,000)
L_

$6177 | Théng 12.2020 | TAPCHi KINH TE VA NGAN HANG CHAUA 79

MƠ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ ĐNỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

Các yếu tố Mơ hình tác động biên

l 8 Đa dạng hóa hoạt động kinh -0,0078 -0,0032 -0,0003
doanh (0,056) (0,023) (0,002)
0,1590*** 0,0781*** 0,0093**
9 Lĩnh vực ngành nghề chính (0,048) (0,028) (0,005)
tạo ra thu nhập để trả nợ -0,0643** -0,0269** -0,0030**
(0,032) (0,013) (0,001)
10 Kiểm tra và giám sát khách 0,2327*** 0,1921*** 0,0267**
hàng. (0,042) (0,057) (0,012)
0,2505*** 0,1047*** 0,0119**
11 Ì Lien sửvayvển;y (0,054) (0,028) (0,05)

Ride etl as A 0,0086
& Tài oe bao (0,014)

. ai 4 sae 0,0036 0,0004
13 | Kinh nghiệm của người đi vay (0,006) (0,000)

* ** và *** lần lượt có ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Kết quả ước lượng của nhóm tác giả.

sát người vay, lịch sử vay vốn và tài sản đảm quản lý. Điều này giúp tăng thu nhập cho gia
bảo. Các biến này có chiều ảnh hưởng và mức đình nên khả năng trả nợ đúng hạn đảm bảo
ý nghĩa thống kê giống như ở mức 0 (không hơn so với những người khác, xác suất xảy ra
có rủi ro), chỉ riêng biến giới tính có mức ý RRTD của nhóm này so với nhóm khách hàng
nghĩa thống kê từ 1% chuyển sang 5%.
có trình độ thấp hơn giảm 15,89 điểm phần
Các yếu tố đặc điểm cá nhân có ý nghĩa đối

với RRTD mức độ 1 bao gồm: giới tính, trình trăm. Số người phụ thuộc (SNPT) trong gia
độ học vấn, và số người phụ thuộc. Giới tính đình có mối quan hệ đồng biến với RRTD với
của khách hàng (GT) có mối quan hệ nghịch mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là, đối với
biến với RRTD ở mức ý nghĩa 1%. Khách hàng khách hàng có nhiều người phụ thuộc thì họ
là nữ vay vốn tại ngân hàng có trách nhiệm trả phải gánh thêm chỉ phí chăm sóc, phụng dưỡng
những người đó, từ việc tăng thêm chỉ phí sinh
nợ cao hơn khách hàng nam với sự khác biệt
là 17,11 điểm phần trăm. Do họ chính là người hoạt hằng ngày, học tập, và khám chữa bệnh.
nắm rất rõ các khoản chỉ tiêu hằng ngày trong Tác động biên của biến này cho thấy, nếu như
gia đình, chi phí học tập của các con, cũng như khách hàng vay vốn có người phụ thuộc càng
việc tính tốn được chỉ phí trang trải cho hằng
tháng, thậm chí tại một số gia đình, người phụ nhiều thì xác suất xảy ra RRTD của nhóm này
nữ chính là người giữ tiền nên họ nắm tất rõ càng tăng 11,46 điểm phần trăm.
các khoảng có thể dôi dư để trả nợ, cho nên khả
năng xảy ra RRTD đối với nữ là thấp hơn so với Trong khi đó, các yếu tố đặc điểm tài chính
nam giới. Irình độ học vấn (TDHV) của khách ảnh hưởng đến RRTD ở mức độ 1 bao gồm: sử
hàng có mối quan hệ nghịch biến với RRTD ở dụng vốn vay đúng mục đích, lĩnh vực ngành
mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa là khách nghề tạo thu nhập. Sử dụng vốn vay (SDVV)
hàng có trình độ từ đại học trở lên có khả năng có mối quan hệ nghịch biến với RRTD với
tiếp cận công nghệ mới dễ dàng hơn, thuận lợi
trong việc tìm kiếm thông tin, tiếp cận khoa mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là khi
học kỹ thuật vào sản xuất kinh doanh, công tác khách hàng sử dụng vốn đúng mục đích thì
xác suất xảy ra RRTD giảm được 18,16 điểm
phần trăm. Lĩnh vực ngành nghề chính tạo ra
thu nhập để trả nợ (TNTN) của khách hàng

có mối quan hệ đồng biến với RRTD với mức

80 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HANG CHAUA | Thang 12.2020 Số 177

NGUYEN MINH THU s PHAN BINH KHÔI e PHẠM MINH TRI

y nghia 1%. Diéu nay có nghĩa là khi khách mức ý nghĩa tương tự kết quả của mức 1, nhưng
tác động biên của các biến được chọn ở mức 2
hàng có thu nhập chính từ hoạt động ni đều giảm so với tác động biên ở mức 1, cụ thể:
trồng thủy sản hoặc sản xuất nơng nghiệp có
xác suất xảy ra RRTD cao hơn so với các lĩnh « Giới tính của khách hàng (GT): Mức ý
nghĩa thống kê chuyển từ 1% (mức 1) sang
vực khác. Nếu khách hàng hoạt động trong mức ý nghĩa 5% (mức 2) và tác động biên
giảm 9,25 điểm phần trăm.
lĩnh vực nuôi trồng thủy sản hoặc sản xuất
nơng nghiệp thì xác suất xảy ra RRTD ở nhóm ¢ Trinh độ học vấn của khách hàng (TDHYV):
này tăng 15,9 điểm phần trăm. động quản lý
gồm: kiểm tra, Trình độ học vấn của khách hàng có mối quan
Các yếu tố gắn với hoạt hệ nghịch biến với RRTD ở mức ý nghĩa 5%, tác
RRTD từ phía ngân hàng bao động biên giảm 6,16 điểm phần trăm. Số người

giám sát người vay, lịch sử vay vốn, và tài sản phụ thuộc (SNPT): Số người phụ thuộc khách

đảm bảo. Trong đó, kiểm tra, giám sát người hàng có mối quan hệ đồng biến với RRTD với
mức ý nghĩa 1%. Tác động biên của biến này
(KTGS) vay có mối quan hệ nghịch biến với cho thấy nếu như khách hàng vay vốn có người

RRTD với mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa phụ thuộc càng nhiều thì xác xuất xảy ra RRTD
là số lần kiểm tra, giám sát của ngân hàng đối
với khách hàng sau khi giải ngân có ý nghĩa của nhóm này càng tăng 4,79 điểm phần trăm.
quan trọng trong việc giảm RRTD. Khi số lần » Sử dụng vốn vay (SDVV): Sử dụng vốn
kiểm tra, giám sát khách hàng vay vốn trong
vay của khách hàng có mối quan hệ nghịch
quá trình cho vay tăng lên một lần thì xác suất biến với RRTD với mức ý nghĩa 1%. Điều này

có nghĩa là khi khách hàng sử dụng vốn đúng
xảy ra RRTD ở nhóm này giảm được 6,43 điểm mục đích thì xác suất xảy ra RRTD giảm được
10,09 điểm phần trăm.
phần trăm. Lịch sử vay vốn (LSVV) của khách
« Lĩnh vực ngành nghề chính tạo ra thu
hàng có mối quan hệ nghịch biến với RRTD nhập trả nợ (TNTN): Lĩnh vực ngành nghề
chính tạo ra thu nhập để trả nợ của khách
với mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là các hàng có mối quan hệ đồng biến với RRTD với
mức ý nghĩa 1%. Nếu khách hàng hoạt động
khách hàng đã từng bị nợ quá hạn thì khả năng trong lĩnh vực nuôi trồng thủy sản hoặc sản
tái điễn nợ quá hạn cho món vay tiếp theo sẽ xuất nông nghiệp thì xác suất xảy ra RRTD ở
cao hơn so với những người chưa từng để xảy nhóm này tăng 7,81 điểm phần trăm.

ra tình trạng nợ quá hạn tại các ngân hàng. Đối » Kiểm tra, giám sát người vay (GSNV):
Kiểm tra, giám sát người vay có mối quan hệ
với các khách hàng từng bị nợ quá hạn tại ngân nghịch biến với RRTD với mức ý nghĩa 5%.
Khi số lần kiểm tra, giám sát khách hàng vay
hàng thì xác suất xảy ra RRTD tăng 23,27 điểm vốn trong quá trình cho vay tăng lên một lần
thì xác suất xảy ra RRTD ở nhóm này giảm
phan trăm. Tài sản đảm bảo (TSĐB) có mối được 2,69 điểm phần trăm.

quan hệ đồng biến với RRTD, mối quan hệ này « Lịch sử vay vốn (LSVV): Lịch sử vay vốn
của khách hàng có mối quan hệ nghịch biến
có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, nghĩa là số tiền với RRTD với mức ý nghĩa 1%. Đối với các
khách hàng từng bị nợ quá hạn tại ngân hàng
vay trên giá trị TSĐB càng cao thì khoản vay thì xác suất xảy ra RRTD tăng 19,21 điểm
phần trăm.
đó có nguy cơ quá hạn càng cao. Khoản vay có
tài sản đảm bảo sẽ chắc chắn hơn và khả năng
thu hồi nợ cao hơn. Khi tỷ lệ số tiền vay trên

giá trị tài sản đảm bảo tăng lên 1 đơn vị thì xác
suất xảy ra RRTD ở nhóm này tăng lên 25,05
điểm phần trăm.

Các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD cá nhân

ở mức 2 (Nợ cần chú ý)

Kết quả ước lượng mơ hình tác động biên của

các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD ở mức 2 (Bảng
7) cho thấy, có tám biến có chiều ảnh hưởng và

Số 177 Tháng 12.2020... TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 81

Mơ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ NĐỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

« Tài sản đảm bảo (TSĐB): Tài sản dam Kiểm tra, giám sát người vay có mối quan hệ
nghịch biến với RRTD với mức ý nghĩa 5%.
bảo có mối quan hệ đồng biến với RRTD, mối Khi số lần kiểm tra, giám sát khách hàng vay
quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. vốn trong quá trình cho vay tăng lên một lần
Khi tỷ lệ số tiền vay trên giá trị tài sản đảm thì xác suất xảy ra RRTD ở nhóm này giảm
bảo tăng lên 1 đơn vị thì xác suất xảy ra RRTD
ở nhóm này tăng lên 10,47 điểm phần trăm. được 0,3 điểm phần trăm.

Các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD cá nhân » Lịch sử vay vốn (LSVV): Mức ý nghĩa
ở mức 3 (Nợ xấu) thống kê chuyển từ 1% (mức 2) sang mức ý
nghĩa 5% (mức 3). Đối với các khách hàng
Kết quả ước lượng mơ hình tác động biên từng bị nợ quá hạn tại ngân hàng thì xác suất
các yếu tố ảnh hưởng đến RRTD ở mức 3 xảy ra RRTD tăng 2,67 điểm phần trăm.

(Bảng 7) cho thấy, có tám biến có chiều ảnh
hưởng giống như ở mức 2 nhưng mức ý nghĩa « Tài sản đảm bảo (TSÐB): Mức ý nghĩa
thống kê của một số biến có sự thay đổi và tác thống kê chuyển từ 1% (mức 2) sang mức ý
động biên của các biến đều giảm so với tác nghĩa 5% (mức 3). Khi tỷ lệ số tiền vay trên giá
động biên mức 2. trị tài sản đảm bảo tăng lên một đơn vị thì xác
suất xảy ra RRTD ở nhóm này tăng lên 1,19
« Giới tính của khách hàng (GT): Giới tính điểm phần trăm.
của khách hàng có mối quan hệ nghịch biến
với RRTD vẫn giữ ở mức ý nghĩa 5%, tác động Thảo luận kết quả
biên giảm 1,12 điểm phần trăm. Kết quả ước lượng các yếu tố ảnh hưởng

s Trình độ học vấn của khách hàng (TDHV): đến RRTD cá nhân ở các mức 1, 2 và 3 cho
Trình độ học vấn của khách hàng có mối quan thấy, các biến được chọn không có sự thay
hệ nghịch biến với RRTD ở mức ý nghĩa 5%,
tác động biên giảm 0,69 điểm phần trăm. đổi so với kết quả ước lượng ở mức 0, mức
Số người phụ thuộc (SNPT): Mức ý nghĩa
thống kê chuyển từ 1% (mức 2) sang mức mức ý nghĩa của các biến có sự thay đổi từ 1%
ý nghĩa 5% (mức 3). Tác động biên của biến chuyển sang 5% đối với năm biến. Phát hiện
này cho thấy nếu như khách hàng vay vốn có quan trọng nhất là tác động biên của các yếu
người phụ thuộc càng nhiều thì xác suất xảy tố được chọn có sự sụt giảm từ mức 1 chuyển
ra RRTD của nhóm này càng tăng 0,54 điểm sang mức 2 và từ mức 2 sang mức 3. Điều này
phần trăm. cho thấy, việc phân loại theo bản chất thứ bậc
của biến phụ thuộc (RRTD) trong mơ hình
« Sử dụng vốn vay (SDVV): Mức ý nghĩa hồi quy logit thứ bậc có những ưu điểm hơn
thống kế chuyển từ 1% (mức 2) sang mức mức so với mơ hình logit nhị phân, logit đa thức
ý nghĩa 5% (mức 3). Điều này có nghĩa là khi
khách hàng sử dụng vốn đúng mục đích thì hoặc Probit đa thức. Bởi vì, kết quả của mơ
xác suất xảy ra RRTD giảm được 1,24 điểm
phần trăm. hình hồi quy thứ bật chỉ ra được ảnh hưởng
của các yếu tố đối với RRTD theo từng mức

¢ Linh vực ngành nghề chính tạo ra thu độ rủi ro tăng dần từ mức an toàn cho đến
nhập trả nợ (TNTN): Mức ý nghĩa thống kê mức rủi ro cao (nợ xấu). Kết quả ước lượng
cũng cho thấy, chiều ảnh hưởng của các yếu
chuyển từ 1% (mức 2) sang mức mức ý nghĩa tố giống với chiều kỳ vọng và tám yếu tố được
5% (mức 3). Nếu khách hàng hoạt động trong chọn đều được khẳng định bởi các cơng trình
lĩnh vực ni trồng thủy sản hoặc sản xuất nghiên cứu thực nghiệm của Trương Đơng
nơng nghiệp thì xác suất xảy ra RRTD ở nhóm
này tăng 0,93 điểm phần trăm. Lộc (2010), Trương Đông Lộc & ctg (2011), Lê
Khương Ninh & ctg (2012), Phan Đình Khơi
« Kiểm tra, giám sát người vay (GSNV):
& ctg (2017), Bùi Hữu Phước & ctg (2018),

Wongnaa & Awunyo-Victor (2013), Nawai

82 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 12.2020 Số 177

NGUYEN MINH THUe PHAN ĐÌNH KHƠI ¢ PHAM MINH TRI

& ctg (2012) va Agbemava & ctg (2016). Dac rủi ro tương ứng. Cụ thể, số người phụ thuộc
có tác động biên mức I1 là 11,46 điểm phần
biệt, nghiên cứu đã ứng dụng mơ hình hồi quy trăm, giảm xuống còn 4,79 điểm phần trăm ở
logit thứ bậc để xác định các yếu tố ảnh hưởng mức 2 và 0,54 điểm phần trăm ở mức 3. Lĩnh
đến RRTD cá nhân với RRTD được phân vực ngành nghề tạo thu nhập có tác động biên
thành bốn mức rủi ro. Kết quả nghiên cứu mức 1 là 15,90 điểm phần trăm, giảm xuống
này đã khắc phục được những hạn chế của các còn 7,81 điểm phần trăm ở mức 2 va 0,93
cơng trình nghiên cứu trước đây sử dụng mô điểm phần trăm ở mức 3. Lịch sử vay vốn của
hình hổi quy logit nhị phân, mơ hình hồi quy khách hàng có tác động biên mức 1 là 23,27
logit đa thức hoặc mơ hình hồi quy Probit. điểm phần trăm, giảm xuống còn 19,21 điểm
phần trăm ở mức 2 và 2,67 điểm phần trăm ở
5. Kết luận và hàm ý quản trị

mức 3. Tài sản đảm bảo có tác động biên mức
5.1. Kết luận
Kết quả nghiên cứu chỉ ra, tám yếu tố ảnh 1 là 25,05 điểm phần trăm, giảm xuống còn
10,47 điểm phần trăm ở mức 2 và 1,19 điểm
hưởng đến RRTD cá nhân bao gồm: giới tính, phần trăm ở mức 3.
trình độ học vấn, số người phụ thuộc, mục
đích sử dụng vốn vay, lĩnh vực ngành nghề 5.2. Hàm ý quản trị
tạo ra thu nhập, kiểm tra và giám sát người Kết quả nghiên cứu đưa ra gợi ý chính sách
vay, lịch sử vay vốn của khách hàng vàtài sản
đảm bảo. Trong đó, mức tác động biên của các cần tăng cường hơn nữa việc hạn chế RRTD
yếu tốgiới tính, trình độ học vấn, mục đích sử do các nguyên nhân từ phía khách hàng vay
dụng vốn vay cũng như kiểm tra và giám sát vốn thông qua việc tăng cường cơng tác kiểm
khách hàng có ảnh hưởng làm thay đổi giảm tra thường xuyên hay đột xuất trong suốt quá
rủi ro trả nợ của khách hàng chuyển từ mức trình vay vốn để đảm bảo khách hàng sử dụng
vốn vay đúng mục đích. Để quản lý RRTD cá
rủi ro 1 chuyển sang mức rủi ro 2, và từ mức nhân, ngân hàng cần lựa chọn hình thức đảm
rủi ro 2 chuyển sang mức rủi ro 3. Cụ thể, giới bảo phù hợp với u cầu của một khoản vay,
tính có tác động biên mức 1 là 17,11 điểm đặc biệt là tài sản đảm bảo tiền vay phải thực
phần trăm, giảm xuống còn 9,25 điểm phần hiện theo đúng quy định của ngành, áp dụng
trăm ở mức 2 và 1,12 điểm phần trăm ở mức hình thức bảo hiểm tín dụng đối với lĩnh vực
3. Trình độ học vấn có tác động biên mức 1 là có nhiều rủi ro. Song song với việc hạn chế
15,89 điểm phần trăm, giảm xuống còn 6,16 RRTD đến từ khách hàng vay vốn, SeA Bank
Chi nhánh Cần Thơ cũng cần quan tâm hơn
điểm phần trăm ở mức 2 và 0,69 điểm phần nữa đến nội bộ ngân hàng như: chính sách tín
dụng, định hướng chiến lược và phân nhóm
trăm ở mức 3. Mục đích sử dụng vốn vay có khách hàng phù hợp; đồng thời, thiết lập danh
tác động biên mức 1 là 18,16 điểm phần trăm mục đầu tư theo từng thời kỳ và có chỉ tiêu
tăng trưởng tín dụng cụ thể theo từng ngành
giảm xuống còn 10,09 điểm phần trăm ở mức hàng. Tăng cường công tác thẩm định (đặc
2 và 1,24 điểm phần trăm ở mức 3. Kiểm tra biệt chú ý đến năng lực pháp lý, năng lực dân

giám sát khách hàng có tác động biên mức sự, uy tín, hiệu quả sản xuất kinh doanh, khả
1 là 6,43 điểm phần trăm, giảm xuống còn năng trả nợ, tài sản thế chấp, lịch sử vay vốn
của khách hàng) và tăng cường công tác chăm
2,69 điểm phần trăm ở mức 2 và 0,30 điểm sóc khách hàng và chủ động phân tán rủi ro để
phòng ngừa và hạn chế rủi ro.
phần trăm ở mức 3. Trong khi đó, số người
phụ thuộc, lĩnh vực ngành nghề tạo thu nhập,
lịch sử vay vốn của khách hàng, và tài sản
đảm bảo có ảnh hưởng làm thay đổi tăng rủi
ro trả nợ của khách hàng chuyển từ các mức

Số 177 Tháng 12.2020... TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 83

Mơ HÌNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾÝ NĐỊNH SỬ DỤNG: TRƯỜNG HỢP THẺ TÍN DỤNG TẠI VIỆT NAM

Tài liệu tham khảo

Agbemava, E., Nyarko, I. K., Adade, T. C., & Bediako, A. K. (2016). Logistic regression analysis
of predictors of loan defaults by customers of non-traditional banks in Ghana. European Scientific

Journal, 12(1), 175-189.

Bessis, J. (2012). Quản trị rủi ro trong ngân hàng. Nhà xuất bản Lao động-Xã hội, Hà Nội.
Bùi Hữu Phước, Ngơ Thành Danh & Ngơ Văn Tồn, (2018). Các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín
dụng tại Ngân hàng thương mại CN Kiên Giang. Tạp chí Kinh tế Đà Nẵng, 98.
Đặng Hữu Ngọc (2015). Những yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng, Tạp chí Nghiên cứu Khoa

học Kiểm tốn, 89+90, 40-44.

Đường Thị Thanh Hải (2014). Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tín dụng cá nhân ở Việt

Nam. Tạp chí Tài chính, 4, 61-62. MPG Books Group, Bodmin and King's Lynn

Gujarati, D. (2011). Econometrics by example, the

Press, UK.

Jorion, P. (2009). Financial risk manager handbook. Introduction to credit risk. Wiley finance.

Lê Khương Ninh & Lâm Thị Bích Ngọc (2012). Rủi ro tín dụng trong cho vay doanh nghiệp nhỏ

và vừa tại các chỉ nhánh Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam ở Đồng bằng sông Cửu Long.
Tạp chí Cơng nghệ ngân hàng, 73, 3-12.
using stata,
Long, J. S., & Freese, J. (2001). Regression models for categorical dependent variables

138-151, Stata Press.

Nawai, N., & ctg, M. N. M. (2012). Factors affecting repayment performance in microfinance
programs in Malaysia. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 62, 806-811.

Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2013). Thông t số 02/2013/TT-NHNN ngay 21/1/2013 của

Thống đốc NHNN quy định về phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phịng
rủi ro và việc sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro trong hoạt động của TCTD, chỉ nhánh ngân hàng

nước ngoài.

Norden, L., & Weber, M. (2010). Credit Line Usage, Checking Account Activity, and Default

Risk of Ban Borrowers. Review of Financial Studies, 23, 3665-3699.

Phan Đình Khơi & Nguyễn Việt Thành (2017). Các yếu tố vi mô ảnh hưởng đến rủi ro tin dung:
Trường hợp các ngân hàng thương mại cổ phần sở hữu nhà nước ở Hậu Giang. Tạp chí Khoa học
Trường Đại học Cần Thơ, 48, 104-111.

Trương Đông Lộc (2010). Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của các Ngân hàng thương
mại Nhà nước ở khu vực đồng bằng sông Cửu Long. Tạp chí kinh tế phát triển, 156, 49-52.

Trương Đông Lộc & Nguyễn Thị Tuyết (2011). Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng của
Ngân hàng TMCP Ngoại thương Chi nhánh thành phố Cần Thơ. Tạp chí Ngân hàng, 5, 38-41.

Wongnaa, C. A., & Awunyo-Victor, D. (2013). Factors affecting loan repayment performance
among Yam farmers in Sene district, Ghana. Kwame Nkrumah University of Science and Technology.

Wooldridge, J. M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. The MIT Press,
Cambridge.

84 TAP CHI KINH TE VANGAN HANG CHAU A | Thang 12.2020 | S6177

NGUYEN MINH THUs PHAN BINH KHÔI s PHAM MINH TRI

Using Ordered Logit Regression Model for
Personal Credit Risk Analysis: Seabank at
Can Tho Branch

Received: 13 July 2020 Nguyen Minh Thu”, Phan Dinh Khoi®
Pham Minh Tri‘

| Revised:02 December 2020 | Accepted: 10 December 2020

ABSTRACT: Banks pay special attention to credit risks. However, there are few
empirical studies which identify factors changing the level of risk in practical
managing the credit risks due to lack in banks. This paper analyzes the personal
credit risk using the ordered logit regression model based on 232 randomly selected
observations from customer records at the SoutheaAsstia Commercial Joint Stock
Bank, Can Tho Branch. The results indicate eight factors affecting the personal
credit risk including the gender, the education level, the number of dependents,
the customer's loan purpose, the main source of income for repayment, the loan
inspection and monitoring, customer's loan history, the collaterals. Particularly,
the marginal effects of the factors may significantly reduce the changing status
from the risk level 1 to level 2 of the customers, as well as that of risk 2 to risk
3 including the gender, the educational level, the customer's loan purpose, the
loan inspection and monitoring. Meanwhile, the number of dependents, the main
source of income for repayment, the customer's loan history, and the collaterals
significantly increase the changing status of customer's risk. Therefore, in order
to manage the personal credit risk, banks need to consider the factors related to
the customer characteristics in the loan records.

KEYWORDS: Ordered Logit model, personal credit risk, SeABank at Can Tho Branch.

JEL classification: G21.

| Nguyen Minh Thu / Email:
Phan Dinh Khoi / Email:
Pham Minh Tri / Email:

1) Southeast Asia Commercial Joint Stock Bank Can Tho Branch;
26 - 28, Nguyen An Ninh, Ninh Kieu District, City Can Tho.
(2)Can Tho University; Area Il, 3/2 Street, Xuan Khanh Ward, Ninh Kieu District, City Can Tho.
(3) State Bank Branch of Hau Giang Province;

75 Vo Van Kiet Street, Ward 5, City Vi Thanh, Hau Giang Province.

Số 177 ' Tháng 12.2020 ' TẠP CHÍKINH TẾ VÀ NGÂN HÀNGCHÂUÁ 85