MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG TÍN DỤNG
TRUNG VÀ DÀI HẠN TẠI NGÂN HÀNG TMCP KIÊN LONG
CHI NHÁNH CẦN THƠ
3.1. Phương hướng hoạt động của Kienlongbank Cần Thơ năm 2011:
Năm 2011 là năm có nhiều sự kiện chính trị quan trọng, nhiều biến động về tình hình
kinh tế - xã hội trên địa bàn Thành phố Cần Thơ, đây là cơ hội thuận lợi giúp
Kienlongbank Cần Thơ nâng cao hiệu quả hoạt động, khẳng định vị thế và năng lực cạnh
tranh, góp phần vào sự phát triển chung của Thành phố. Chính vì thế mà Kienlongbank
Cần Thơ đã xây dựng phương hướng hoạt động cụ thể như sau:
Giữ vững và nâng cao vị thế, thị phần và sức cạnh tranh. Tăng cường vận động, tuyên
truyền, tiếp thị, đổi mới phong cách, thái độ giao tiếp với khách hàng.
Tập trung đào tạo tay nghề, chuyên môn cho cán bộ nhân viên, tăng cường công tác
kiểm tra, giám sát nội bộ, rà soát bổ sung quy chế điều hành. Tăng cường ứng dụng công
nghệ thông tin vào các hoạt động, nghiệp vụ ngân hàng.
Thực hiện đa dạng hóa sản phẩm tín dụng và dịch vụ ngân hàng, tập trung nâng cao
chất lượng tín dụng, có chính sách thích hợp ngăn chặn rủi ro. Đẩy nhanh tiến trình hội
nhập, tăng cường sự hợp tác, hỗ trợ từ các nước và các tổ chức tài chính nhằm đảm bảo
hoạt động hiệu quả, ổn định và phát triển bền vững.
Tăng cường năng lực tài chính thông qua thực hiện cơ chế lãi suất thực dương, áp
dụng lãi suất huy động và cho vay tại các vùng cạnh tranh cao.
Một số mục tiêu cụ thể:
Tổng vốn huy động tăng 20% so với năm 2010. Tổng dư nợ tăng 10% - 20% so với
năm 2010. Trong đó tín dụng thương mại tăng 19% - 35%, nâng dần tỷ trọng tín dụng
trung và dài hạn chiếm 60% tổng dư nợ. Tỷ lệ nợ quá hạn dưới 1% trên tổng dư nợ.
Kết quả tài chính đảm bảo kinh doanh có lãi, chênh lệch thu chi tăng 15% so với năm
2010.
3.2. Đánh giá hoạt động tín dụng trung và dài hạn tại Ngân hàng TMCP Kiên
Long – Chi nhánh Cần Thơ:
3.2.1. Những mặt đạt được:
Đa dạng hóa nguồn vốn bằng việc đa dạng hóa các hình thức, biện pháp và các kênh
huy động vốn trong nước và ngoài nước, chú trọng tăng tỷ trọng vốn trung và dài hạn

Để đảm bảo tính khoa học khách quan trong dự báo, cần phải kiểm định mô hình dự
báo, xem xét tính tương thích của mô hình được sử dụng trong dự báo..
Giả thuyết đặt ra là:
Thứ nhất, các giá trị dự báo có ăn khớp với các giá trị thực tế đã thu thập được hay
không?
Thứ hai, các chỉ số thống kê của mô hình có đạt được độ tin cậy và được chấp nhận
trong dự báo hay không? Từ hai câu hỏi trên, các giả thuyết được đặt ra là:
H
0
: Mô hình dự báo không phù hợp với các dữ liệu thu thập được
H
1
: Mô hình dự báo phù hợp với các dữ liệu thu thập được
Sử dụng phương pháp hồi quy (Regression), phân tích phương sai ANOVA với sự hỗ
trợ của phần mềm thống kê SPSS.V.15 để kiểm định giả thuyết này. Hệ số tương quan R
cho biết mối tương quan giữa các biến, là công cụ đo lường độ lớn về liên hệ tuyến tính
giữa hai biến, có trị số từ -1 đến +1; hệ số xác định R
2
(R Square) là hệ số rất quan trọng
cho biết mô hình tuyến tính này “ăn khớp” hay phù hợp (Fitted) đến mức nào với các trị số
của các điểm phân tán (hay bao nhiêu phần trăm của tổng bình phương toàn phần được giải
thích bằng phương trình hồi quy để dự báo), có gía trị từ 0 đến +1. Hệ số R
2
càng lớn (tiến
tới 1) thì đường thẳng hồi quy càng ăn khớp với các điểm phân tán.
Nếu R
2
: <0.3 : Mối quan hệ rất yếu (không được chấp nhận)
0.3 ≤ R
2

1
: β
1
#o
Bác bỏ H
o
nếu F>F
α.
Trong đó

F
α
dựa

trên phân phối F với các bậc tự do (tra bảng
phân phối F, với mức α =0.05). Nếu Sig của F có trị số từ nhỏ hơn 0.05 đến 0.01: có ý
nghĩa; Sig có trị số 0.01 hay nhỏ hơn: rất có ý nghĩa.
Cả hai trị số này cho phép ta bác bỏ giả thuyết Ho và chấp nhận giả thuyết H
1
. Theo
đó, ta có thể kết luận là mô hình dự báo cáo quan hệ tuyến tính và phù hợp với các dữ liệu
thu thập được.
Dựa vào bảng số liệu doanh thu của công ty (bảng 2.1), sử dụng mô hình dự báo
tuyến tính (Linear) với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS, ta có kết quả như sau:
Trong mô hình dự báo (xem phụ lục 1) ta có hệ số R
2
là 0.996, như vậy kết quả dự
báo rất ăn khớp với kết quả thực tế thu thập được. Trong bảng phân tích ANOVA (phụ lục
2), ta có F= 232.872 > Fα = 161.476 (tra bảng phân phối F, với 1 bậc tự do ở tử số và 1
bậc tự do ở mẫu số, α =0.05). Sig.= 0.042 < 0.05. Như vậy, ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho