6. Kết cấu đề tài
2.2.4.3. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tính sẽ giúp chúng ta biết được chiều hướng và cường
độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Trong giai đoạn phân tích hồi quy, nghiên cứu chọn phương pháp Enter, chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân
tốcó mức ý nghĩa Sig. < 0,05. Những nhân tố nào có giá trị Sig. > 0,05 sẽbị loại khỏi mô hình và khôngđược tiếp tục nghiên cứu và không tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó.
Kết quảphân tích hồi quy được thểhiện qua các bảng sau:
Bảng 13: Hệsốphân tích hồi quy Hệsốchuẩn hóa Hệsốchuẩn
hóa t Sig. VIF
B Độlệch chuẩn Beta Hằng số -3,530 0,775 -4,554 0,000 STL 0,561 0,132 0,317 4,237 0,000 1,549 CS 0,595 0,127 0,336 4,702 0,000 1,417 TH 0,099 0,050 0,122 1,983 0,050 1,057 MQH 0,320 0,120 0,194 2,663 0,009 1,473 PTHH 0,027 0,108 0,015 0,250 0,803 1,033 CL 0,273 0,127 0,166 2,151 0,034 1,641
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2020)
Giá trị Sig. tại các phép kiểm định của các biến độc lập được đưa vào mô hình:
“Sự thuận lợi”, chính sách tín dụng”, “ảnh hưởng từ các mối quan hệ”, “chất lượng dịch vụ” đều nhỏ hơn 0,05 chứng tỏcác biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Riêng đối với biến độc lập “Thương hiệu” có Sig. = 0,05 và “Phương tiện hữu
hình” có giá trịSig. là 0,803 > 0,05 nên bịloại khỏi mô hình hồi quy.
Như vậy, phương trình hồi quy được xác định như sau:
QD= 0,336CS + 0,317STL + 0,194 MQH + 0,166CL + ei
Nhìn vào mô hình hồi quy, ta có thể xác định rằng: có 4 nhân tố đó là “chính
sách tín dụng”, “sự thuận lợi”, “ảnh hưởng từ các mối quan hệ” và “chất lượng dịch vụ” ảnh hưởng đến “quyết định vay tiêu dùng” của khách hàng tại Thành phốHuế đối với dịch vụvay tiêu dùng của Ngân hàng Đông Á.
Hệ số β2 = 0,336có nghĩa là khi biến“Chính sách tín dụng” thay đổi 1 đơn vị
trong khi các biến khác không đổi thì “Quyết định vay tiêu dùng” biến động cùng chiều 0,336 đơn vị. Tương tự với các biến còn lại cũng như vậy. Hệ số β1 = 0,317 có nghĩa là khi biến “Sự thuận lợi” thay đổi 1 đơn vị trong khi các biến khác không đổi thì“Quyết định vay tiêu dùng” biến động cùng chiều 0,317 đơn vị. Hệ số β3= 0,194
có nghĩa là khi biến “Ảnh hưởng từcác mối quan hệ” thay đổi 1 đơn vị trong khi các biến khác không đổi thì “Quyết định vay tiêu dùng” biến động cùng chiều 0,194 đơn
vị. Hệsốβ4=0,166 có nghĩa là khi biến “Chất lượng dịch vụ”thay đổi 1 đơn vị trong khi các biến khác không đổi thì “Quyết định vay tiêu dùng” biến động cùng chiều
0,166 đơn vị. Có một điểm chung của các biến độc lập này là đều ảnh hưởng thuận chiều đến biến phụ thuộc là “Quyết định vay tiêu dùng”, quyết định vay tiêu dùng của khách hàng sẽ được nâng cao khi những yếu tố ảnh hưởng này tăng. Điều này cho thấy
Ngân hàng TMCP Đông Á – chi nhánh Huế cần phải có những động thái nhằm kiểm soát các yếu tốnày một cách cẩn thận hơn.
Dựa vào mô hình hồi quy ta có thể thấy hệ sốbê-ta chuẩn hóa của biến “Chính
sách tín dụng” có giá trị là 0,336. Đây là nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định vay tiêu dùng của khách hàng tại thành phốHuế, ngoài ra biến “Sựthuận lợi” cũng có
mứcảnh hưởng khá lớn với hệsốbê-ta tương ứng là 0,317. Các biến còn lại như “Ảnh
hưởng từ các mối quan hệ” và “ Chất lượng dịch vụ” cũng sẽ được khách hàng xem xét khi quyết định vay tiêu dùng với hệsốbê-ta lần lượt là 0,194 và 0,166.
Dựa vào phương trình, có thể thấy cả 4 biến độc lập đều tác động thuận chiều
đến biến phụ thuộc, nghĩa là khi những nhân tố này được Ngân hàng TMCP Đông Á- Chi nhánh Huếngày càng chú trọng thì sẽgóp phần nâng cao quyết định vay tiêu dùng của khách hàng cá nhân tại thành phốHuế.