5. Bố cục của luận văn
3.3.4. Kết quả phân tích hồi quy
Sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy của các thang đo thông qua phương pháp Cronbach’s Alpha, thì không có thang đo nào bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Ta tiến hành phân tích hồi qui. Phương pháp được lựa chọn là phương pháp Enter.
* Đối với khách hàng
Sử dụng phương pháp Enter để tiến hành phân tích hồi qui. Biến phụ thuộc là thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân, và biến độc lập là: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing.
Mô hình Tổng bình phương các độ lệch df Giá trị trung bình F Giá 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 và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing
Mô hình R
R bình
phương R bình phương điều trình Sai số tiêu chuẩn của ước lượng
1 0.936a 0.876 0.871 0.17474
a. Biến độc lập: Cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing
Tiến hành phân tích hồi qui với 5 biến phụ thuộc ta có kết quả như bảng trên.
Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mô hình là 0.876 tức là mô hình giải thích được 87.6% sự
thay đổi của biến sự thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân là do các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing. Đồng thời với mức ý nghĩa thống kê F tính được rất nhỏ (Sig= 0.000) cho thấy ta sẽ an toàn bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 và kết luận ở mức tin cậy 95% mô hình hồi qui tuyến tính phù hợp với tổng thể. Mô hình Hệ số mô hình Độ lệch chuẩn Kiểm định t Giá trị p Thống kê cộng tuyến (VIF) 1 Hệ số tự do -0.015 0.103 -0.143 0.886 Cơ chế chính sách tín dụng 0.199 0.040 4.933 0.000 2.355 Chính sách Marketing 0.203 0.043 4.683 0.000 2.890 Đội ngũ cán 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 và quy trình cung ứng sản phẩm 0.238 0.052 4.548 0.000 3.485
a. Biến phụ thuộc: Thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân
Nếu hệ số VIF > 10 thì sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi thang đo đều có kết quà nằm trong khoảng từ 1 đến 3 vì vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra nên hiện tượng đa cộng tuyến không làm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
Kết quả hồi qui cho thấy các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; chính sách marketing; đội ngũ cán bộ; công nghệ; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm đều có Sig nhỏ hơn 0.05 nên các biến đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Vì vậy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là sự thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân. Hệ số dốc (Beta) của các biến độc lập lần lượt là: 0.199, 0.203, 0.200, 0.136, 0.238 đều mang dấu dương, nên các biến ảnh hưởng cùng chiều với biến phụ thuộc sự thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân. Điều này có nghĩa là nếu các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing tăng thì biến phụ thuộc sự thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân cũng sẽ tăng theo.
Tầm quan trọng của các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; đội ngũ cán bộ; công nghệ; chính sách marketing được căn cứ và hệ số beta. Nếu giá trị Beta nào càng lớn thì tầm quan trọng của biến đó càng lớn đối với biến sự thỏa mãn khách hàng về cho vay cá nhân. 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 Mã khóa Giá trị Xếp hạng
Sự thỏa mãn trong công việc Y
Cơ chế chính sách tín dụng X1 0.199 4 Chính sách Marketing X2 0.203 2 Đội ngũ cán bộ X3 0.200 3 Công nghệ X4 0.136 5 Sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm X5 0.238 1 Sai số chuẩn e
Nhìn vào phương trình, ta thấy hệ số beta của biến sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm là 0.238 có giá trị lớn nhất so với các biến còn lại nên biến này có ảnh hưởng nhiều nhất tới sự thỏa mãn của khách hàng về cho vay cá nhân. Tiếp theo là biến chính sách marketing có hệ số beta là 0.203. Biến đội ngũ cán bộ có hệ số beta là 0.200, biến cơ chế chính sách tín dụng có hệ số beta là 0.136, cuối cùng là biến công nghệ có hệ số beta nhỏ nhất là 0.136.
* Đối với cán bộ nhân viên
Tượng tự, sử dụng phương pháp Enter để tiến hành phân tích hồi qui với biến phụ thuộc là thỏa mãn của nhân viên về hoạt động cho vay cá nhân, và biến độc lập là: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; công nghệ; chính sách marketing. Mô hình Tổng bình phương các độ lệch df Giá trị trung bình F Giá 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 và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; công nghệ; chính sách marketing
Mô hình R
R bình
phương R bình phương điều trình Sai số tiêu chuẩn của ước lượng
1 .817a .667 .653 .58947439
a. Biến độc lập: Cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; công nghệ; chính sách marketing
Tiến hành phân tích hồi qui với 4 biến phụ thuộc ta có kết quả như bảng trên.
Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mô hình là 0.667 tức là mô hình giải thích được 66.7% sự
thay đổi của biến sự thỏa mãn của nhân viên về hoạt động cho vay cá nhân là do các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; công nghệ; chính sách marketing. Đồng thời với mức ý nghĩa thống kê F tính được rất nhỏ (Sig= 0.000) cho thấy ta sẽ an toàn bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 và kết luận ở mức tin cậy 95% mô hình hồi qui tuyến tính phù hợp với tổng thể. Mô hình Hệ số mô hình Độ lệch chuẩn Kiểm định t Giá trị p Thống kê cộng tuyến (VIF) 1 (Constant) 2.392E-16 0.054 0.000 Cơ chế chính sách tín dụng 0.075 0.071 1.057 0.0023 1.719 Sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm 0.180 0.077 2.345 0.0213 2.025 Công nghệ 0.144 0.070 2.050 0.0035 1.695 Chính sách Marketing 0.312 0.084 6.084 0.0000 2.424
Hệ số phóng đại phương sai VIF >10 nên hiện tượng đa cộng tuyến không làm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
Hệ số Sig nhỏ hơn 0.05 nên các biến đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Với độ tin cậy 95% các biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là sự thỏa mãn của nhân viên về hoạt động cho vay cá nhân. Hệ số dốc (Beta) của các biến độc lập lần lượt là: 0.075, 0.180, 0.144, 0.312 đều mang dấu dương, nên các biến ảnh hưởng cùng chiều với biến phụ thuộc sự thỏa mãn của nhân viên về hoạt động cho vay cá nhân.
Tầm quan trọng của các biến độc lập: cơ chế và chính sách tín dụng; sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm; công nghệ; chính sách marketing được căn cứ và hệ số beta. Nếu giá trị Beta nào càng lớn thì tầm quan trọng của biến đó càng lớn đối với biến sự thỏa mãn của nhân viên đối với hoạt động cho vay cá nhân. Từ đó 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 Mã khóa Giá trị Xếp hạng
Sự thỏa mãn trong công việc Y
Cơ chế chính sách tín dụng X1 .075 4
Sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm X2 .180 2
Công nghệ X3 .144 3
Chính sách Marketing X4 .312 1
Sai số chuẩn e
Nhìn vào phương trình, ta thấy hệ số beta của biến chính sách Marketing là 0.312 có giá trị lớn nhất so với các biến còn lại nên biến này có ảnh hưởng nhiều nhất tới sự thỏa mãn của nhân viên về hoạt động cho vay cá nhân. Tiếp theo là biến sản phẩm và quy trình cung ứng sản phẩm có hệ số beta là 0.180. Biến công nghệ có hệ số beta là 0.144, cuối cùng là biến cơ chế chính sách tín dụng có hệ số beta nhỏ nhất là 0.075.
3.4. Đánh giá chung quản lý hoạt động cho vay khách hàng cá nhân tại NHTMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Thái Nguyên