5. Kết cấu của luận văn
3.4. Kết quả khảo sât đânhgiâ hoạtđộng chovaytín chấp tại NHTMCP Đầutưvă
3.4.4. Kết quả phđn tích hồi quy
Sau khi tiến hănh kiểm định độ tin cậy của câc thang đo thông qua phươngphâp Cronbach’s Alpha, thì khơng có thang đo năo bị loại khỏi mơ hình nghiín cứu.Ta tiến hănh phđn tích hồi qui. Phương phâp được lựa chọn lă phương phâp Enter.
* Đối với khâch hăng
Sử dụng phương phâp Enter để tiến hănh phđn tích hồi qui. Biến phụ thuộc lăthỏa mên của khâch hăng về cho vay tín chấp, vă biến độc lập lă: cơ chế vă chínhsâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơngnghệ; chính sâch marketing.
Mơ hình Tổng bình phương
câc độ lệch df
Giâ trị
trung bình F Giâ trị p
1
Hồi quy 29.269 5 5.854 244.263 0.000a
Phần dư 4.122 172 0.024
Tổng 33.391 177
a. Biến độc lập: Cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing.
Mơ
hình R
R bình
phương R bình phương điều trình Sai số tiíu chuẩn của ước lượng
1 0.936a 0.876 0.871 0.17474
a. Biến độc lập: Cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing.
Tiến hănh phđn tích hồi qui với 5 biến phụ thuộc ta có kết quả như bảng trín.Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mơ hình lă 0.876 tức lă mơ hình giải thích được 87.6% sựthay đổi của biến sự thỏa mên của khâch hăng về cho vay tín chấp lă do câc biếnđộc lập: cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp;đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing. Đồng thời với mức ý nghĩa thốngkí F tính được rất nhỏ (Sig= 0.000) cho thấy ta sẽ an toăn bâc bỏ giả thuyết chorằng tất cả câc hệ số hồi qui bằng 0 vă kết luận ở mức tin cậy 95% mơ hình hồi quituyến tính phù hợp với tổng thể.
Mơ hình Hệ số mơ hình Độ lệch chuẩn Kiểm định t Giâ trị p Thống kí cộng tuyến (VIF) 1 Hệ số tự do -0.015 0.103 -0.143 0.886 Cơ chế chính sâch tín chấp 0.199 0.040 4.933 0.000 2.355 Chính sâch Marketing 0.203 0.043 4.683 0.000 2.890 Đội ngũ cân bộ 0.200 0.039 3.064 0.000 2.766 Công nghệ 0.136 0.052 2.611 0.010 3.160
Sản phẩm vă quy trình cung
ứng sản phẩm tín chấp 0.238 0.052 4.548 0.000 3.485
a. Biến phụ thuộc: Thỏa mên của khâch hăng về cho vay tín chấp
Nếu hệ số VIF > 10 thì sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiín, hệ sốphóng đại phương sai VIF của mỗi thang đo đều có kết quă nằm trong khoảng từ 1đến 3 vì vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra nín hiện tượng đa cộngtuyến khơng lăm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
Kết quả hồi qui cho thấy câc biến độc lập: cơ chế vă chính sâch tín chấp;chính sâch marketing; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; sản phẩm vă quy trình cung ứngsản phẩm tín chấp đều có Sig nhỏ hơn 0.05 nín câc biến đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Vìvậy ở độ tin cậy 95% câc biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc lă sự thỏamên của khâch hăng về cho vay tín chấp. Hệ số dốc (Beta) của câc biến độc lập lầnlượt lă: 0.199, 0.203, 0.200, 0.136, 0.238 đều mang dấu dương, nín câc biến ảnhhưởng cùng chiều với biến phụ thuộc sự thỏa mên của khâch hăng về cho vay tín chấp. Điều năy có nghĩa lă nếu câc biến độc lập: cơ chế vă chính sâch tín chấp; sảnphẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâchmarketing tăng thì biến phụ thuộc sự thỏa mên của khâch hăng về cho vay tín chấpcũng sẽ tăng theo.
Tầm quan trọng của câc biến độc lập: cơ chế vă chính sâch tín chấp; sảnphẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; công nghệ; chính sâchmarketing được căn cứ vă hệ số beta. Nếu giâ trị Beta năo căng lớn thì tầm quantrọng của biến đó căng lớn đối với biến sự thỏa mên khâch hăng về cho vay tín chấp. Từ đó ta có thể viết được phương trình hồi qui có dạng:
Y= 0.199 * x1+ 0.203 * x2 + 0.200 * x3 + 0.136 * x4 + 0.238 *x5
Biến Mê khóa Giâ trị Xếp hạng
Sự thỏa mên trong cơng việc Y
Cơ chế chính sâch tín chấp X1 0.199 4
Chính sâch Marketing X2 0.203 2
Đội ngũ cân bộ X3 0.200 3
Công nghệ X4 0.136 5
Sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp X5 0.238 1
Sai số chuẩn e
Nhìn văo phương trình, ta thấy hệ số beta của biến sản phẩm vă quy trìnhcung ứng sản phẩm tín chấp lă 0.238 có giâ trị lớn nhất so với câc biến cịn lại nín biến năycó ảnh hưởng nhiều nhất tới sự thỏa mên của khâch hăng về cho vay
tín chấp. Tiếptheo lă biến chính sâch marketing có hệ số beta lă 0.203. Biến đội ngũ cân bộ có hệsố beta lă 0.200, biến cơ chế chính sâch tín chấp có hệ số beta lă 0.196, cuối cùng lăbiến cơng nghệ có hệ số beta nhỏ nhất lă 0.136.
* Đối với cân bộ nhđn viín
Tượng tự, sử dụng phương phâp Enter để tiến hănh phđn tích hồi qui với biếnphụ thuộc lă thỏa mên của nhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp, vă biến độc lậplă: cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; cơngnghệ; chính sâch marketing.
Mơ hình Tổng bình phương
câc độ lệch df
Giâ trị trung
bình F Giâ trị p
1
Hồi quy 79.38 4 19.845 44.590 .000a
Phần dư 39.61 89 0.445
Tổng 119.00 93
a. Biến độc lập: Cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing.
Mơ
hình R
R bình
phương R bình phương điều trình Sai số tiíu chuẩn của ước lượng
1 .817a .667 .653 .58947439
a. Biến độc lập: Cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing.
Tiến hănh phđn tích hồi qui với 4 biến phụ thuộc ta có kết quả như bảng trín.Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mơ hình lă 0.667 tức lă mơ hình giải thích được 66.7% sựthay đổi của biến sự thỏa mên của nhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp lă do câcbiến độc lập: Cơ chế vă chính sâch tín chấp; sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; đội ngũ cân bộ; cơng nghệ; chính sâch marketing..Đồng thời với mức ý nghĩa thống kí F tínhđược rất nhỏ (Sig= 0.000) cho thấy ta sẽ an toăn bâc bỏ giả thuyết cho rằng tất cảcâc hệ số hồi qui bằng 0 vă kết luận ở mức tin cậy 95% mơ hình hồi qui tuyến tínhphù hợp với tổng thể.
hình chuẩn định t tuyến (VIF) 1 (Constant) 2.392E-16 0.054 0.000 Cơ chế chính sâch tín chấp 0.075 0.071 1.057 0.0023 1.719 Sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp 0.180 0.077 2.345 0.0213 2.025 Công nghệ 0.144 0.070 2.050 0.0035 1.695 Chính sâch Marketing 0.312 0.084 6.084 0.0000 2.424
a. Biến độc lập: Thỏa mên của nhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp
Hệ số phóng đại phương sai VIF >10 nín hiện tượng đa cộng tuyến khơnglăm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
Hệ số Sig nhỏ hơn 0.05 nín câc biến đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Với độtin cậy 95% câc biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc lă sự thỏa mên củanhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp. Hệ số dốc (Beta) của câc biến độc lập lần lượtlă: 0.075, 0.180, 0.144, 0.312 đều mang dấu dương, nín câc biến ảnh hưởng cùng chiềuvới biến phụ thuộc sự thỏa mên của nhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp.
Tầm quan trọng của câc biến độc lập: cơ chế vă chính sâch tín chấp; sảnphẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp; cơng nghệ; chính sâch marketing đượccăncứ vă hệ số beta. Nếu giâ trị Beta năo căng lớn thì tầm quan trọng của biến đó cănglớn đối với biến sự thỏa mên của nhđn viín đối với hoạt động cho vay tín chấp. Từđó ta có thể viết được phương trình hồi qui có dạng:
Y = 0.075 * x1+ 0.180 * x2 + 0.144 * x3 + 0.312 *x4
Biến Mê khóa Giâ trị Xếp hạng
Sự thỏa mên trong công việc Y
Cơ chế chính sâch tín chấp X1 .075 4
Sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm tín chấp X2 .180 2
Cơng nghệ X3 .144 3
Chính sâch Marketing X4 .312 1
Sai số chuẩn e
Nhìn văo phương trình, ta thấy hệ số beta của biến chính sâch Marketing lă 0.312 có giâ trị lớn nhất so với câc biến cịn lại nín biến năy có ảnh hưởng nhiều nhất tới sự thỏa mên của nhđn viín về hoạt động cho vay tín chấp. Tiếp theo lă biến
sản phẩm vă quy trình cung ứng sản phẩm có hệ số beta lă 0.180. Biến cơng nghệ có hệ số beta lă 0.144, cuối cùng lă biến cơ chế chính sâch tín chấp có hệ số beta nhỏ nhất lă 0.075.
3.5. Đânh giâ chung quản lý hoạt động cho vay tín chấp tại tại Ngđn hăng TMCP Đầu tư vă Phât triển - chi nhânh Quảng Ninh