4.2.4.1 Phân tích hệ số tương quan Pearson
Sau khi kiểm định độ tin cậy và giá trị của thang đo, các nhân tố được đưa vào kiểm định mô hình. Giá trị nhân tố được kiểm định là trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.
Bảng 4.14: Kết quả hệ số tương quan
CSTD TT AH QB CLDV QDVV CSTD Pearson Correlation 1 .372** .098 .252** .326** .459** Sig. (2- tailed) .000 .186 .001 .000 .000 N 185 185 185 185 185 185 TT Pearson Correlation .372** 1 .162* .332** .478** .504** Sig. (2- tailed) .000 .027 .000 .000 .000 N 185 185 185 185 185 185 AH Pearson Correlation .098 .162* 1 .295** .248** .396** Sig. (2- tailed) .186 .027 .000 .001 .000 N 185 185 185 185 185 185 QB Pearson Correlation .252** .332** .295** 1 .277** .449** Sig. (2- tailed) .001 .000 .000 .000 .000 N 185 185 185 185 185 185 CLDV Pearson Correlation .326** .478** .248** .277** 1 .565**
Sig. (2- tailed) .000 .000 .001 .000 .000 N 185 185 185 185 185 185 QDVV Pearson Correlation .459** .504** .396** .449** .565** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 185 185 185 185 185 185
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Trước khi kiểm định mô hình, kiểm định hệ số tương quan Pearson được sử dụng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Các giá trị hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc quyết định vay vốn của khách hàng đều có ý nghĩa ở mức 99% (sig<0.001). Giá trị tương quan giữa biến phụ quyết định vay vốn của khách hàng với các biến độc lập chạy từ 0.396 đến 0.565. Các biến độc lập phù hợp để đưa vào mô hình giải thích cho biến phụ thuộc quyết định vay vốn của khách hàng.
4.2.4.2 Phân tích hồi quy
a) Ước lượng mô hình hồi quy mẫu
Các biến độc lập có tương quan đến biến phụ thuôc, phù hợp để đưa vào mô hình giải thích cho biến phụ thuộc quyết định vay vốn của khách hàng. Vì vậy, tác giả dự đoán mô hình hồi quy tuyến tính đa biến có dạng như sau:
QDVV = β1 + β1CSTD + β2TT + β3AH + β4QB + β5CLDV
Trong đó các biến được hình thành bằng phương pháp trung bình cộng nhân tố, cụ thể:
+ QDVV : = (QDVV1 + QDVV2 + QDVV3)/3
+ CSTD: Chính sách tín dụng = (CSTD1+CSTD2+CSTD3+CSTD4)/4 + TT: Thuận tiện = (TT1+TT2+TT3)/3
+ AH: ảnh hưởng = (AH1+AH2+AH3)/3 + QB: quảng bá = (QB2+QB3)/2
+ CLDV: chất lượng dịch vụ = (CLDV1+CLDV2+CLDV3+CLDV4)/4
Bảng 4.15: Kết quả hệ số hồi quy
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Tolera nce VIF 1 (Hằng số) -.315 .286 -1.101 .272 CSTD .214 .053 .226 4.009 .000 .820 1.219 TT .175 .060 .179 2.913 .004 .691 1.448 AH .200 .051 .215 3.952 .000 .882 1.133 QB .193 .059 .185 3.259 .001 .809 1.236 CLDV .388 .078 .301 4.978 .000 .715 1.399 Biến phụ thuộc: QDVV
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Bảng 4.15 cho ta thấy mô hình với các biến độc lập: CSTD, TT, AH, QB, CLDV có mức ý nghĩa sig ≤0.05 với biến phụ thuộc nên 5 biến độc lập tương quan và có ý nghĩa với biến phụ thuộc (QDVV) quyết định vay vốn của khách hàng với độ tin cậy trên 95%.
b)Biện luận hệ số hồi quy Beta chưa chuẩn hóa
Qua bảng 4.15 kết quả hệ số hồi quy, phương trình hồi quy thể hiện mối liên hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của khách hàng như sau (với hệ số beta chưa chuẩn hóa):
QDVV = -0.315 + 0.214*CSTD + 0.175*TT + 0.200*AH + 0.193*QB + 0.388*CLDV
- ΒCSTD = 0.214 thể hiện quan hệ cùng chiều. Khi đánh giá về chính sách tín
dụng tăng thêm 1 điểm, quyết định vay vốn của khách hàng sẽ tăng thêm 0.214 điểm.
- ΒTT = 0.175 thể hiện quan hệ cùng chiều. Khi đánh giá về Thuận tiện thêm 1 điểm, quyết định vay vốn của khách hàng sẽ tăng thêm 0.175 điểm.
- ΒAH = 0.200 thể hiện quan hệ cùng chiều. Khi đánh giá về ảnh hưởng tăng thêm 1 điểm, quyết định vay vốn của khách hàng sẽ tăng thêm 0.200 điểm.
- ΒQB = 0.193 thể hiện quan hệ cùng chiều. Khi đánh giá về quảng bá tăng thêm 1 điểm, quyết định vay vốn của khách hàng sẽ tăng thêm 0.193 điểm.
- ΒCLDV = 0.388 thể hiện quan hệ cùng chiều. Khi đánh giá về chất lượng dịch
vụ tăng thêm 1 điểm, quyết định vay vốn của khách hàng sẽ tăng thêm 0.388 điểm.
c) Kiểm định giả thiết của mô hình nghiên cứu
Từ kết quả hồi quy ta có thể kết luận như sau:
Bảng 4.16: Kiểm định giải thuyết của mô hình nghiên cứu
Giả thuyết B P_value Kết quả kiểm định Giả thuyết H1 Chính sách tín dụng của ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay.
0.214 .000 Chấp nhận
Giả thuyết H2
Hình ảnh và Danh tiếng ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay.
Bác bỏ Giả
thuyết H3
Sự thuận tiện của ngân hàng tác động dương
đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay. 0.175 .004 Chấp nhận Giả
thuyết H4
Ảnh hưởng của những người xung quanh tác động dương đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay.
0.200 .000 Chấp nhận
Giả thuyết H5
Hoạt động quảng bá của ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay.
0.193 .001 Chấp nhận
Giả thuyết H6
Chất lượng dịch vụ của ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay.
d)Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.17 cho thấy ý nghĩa của R2 hiệu chỉnh = 0.519 (sig <0.001) có nghĩa là 51.9% sự thay đổi của biến phụ thuộc quyết định vay vốn của khách hàng có thể được giải thích bởi mô hình hồi quy với 5 biến độc lập.
Bảng 4.17: Chỉ tiêu đánh giá sự phù hợp mô hình hồi quy
R R2 R2 điều
chỉnh
Độ lệch chuẩn của ước lượng Hệ số Durbin – Watson
0.730a 0.532 0.519 0.61557 2.040
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Kết quả phân tích ANOVA ở bảng 4.18 cho thấy kiểm định F của mô hình được lựa chọn là 40.732 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% (sig ≤0.001). chứng tỏ mô hình lý thuyết phù hợp với thực tế. Các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc trong mô hình.
Bảng 4.18: Bảng phân tích phương sai ANOVA
Mô hình Tổng bình Df Bình phương trung F Sig,
1 Hồi quy 77.172 5 15.434 40.732 .000b
Số dư 67.828 179 .379
Tổng 144.999 184
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
e) Kiểm định sự vi phạm các giả định hồi quy
❖ Hiện tượng đa cộng tuyến
Hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF), có liên hệ nghịch đảo với độ chấp nhận. Quy tắc khi VIF vượt quá 10 là có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng 4.15 cho thấy VIF < 2 , do đó mô hình không có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến.
Hình 4.2 cho ta thấy, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.986 gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm
Hình 4.2: Đồ thị Histogram của phần dư đã chuẩn hóa
Hình 4.3: Đồ thị P-P Plot của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Đồ thị P-P Plot Hình 4.3 ta cũng thấy những điểm của phần dư phân tán xung quanh đường chéo, phân phối phần dư có thể xem như chuẩn. Như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không vi phạm.
❖ Hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.17 cho thấy hệ số Durbin-Wattson = 2.040 nằm trong khoảng từ 1-3, do đó có thê kết luận rằng không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến độc lập
Hình 4.4: Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Nhìn vào hình 4.4 chúng ta thấy các quan sát được tụ lại thành những đường thẳng, có rất ít quan sát nằm ngoài, do đó có thể kết luận rằng, liên hệ của biến độc lập và biến phụ thuộc trong nghiên cứu này là liên hệ tuyến tính.
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giá trị trong mô hình hồi quy tuyến tính không bị vi phạm. Vì thế, cho phép khắng định mô hình hồi quy và các giả thuyết: H1, H3, H4, H5, H6 đã được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận.
f) Xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và mức độ đóng góp trong mô hình được thể hiện ở bảng 4.19.
Bảng 4.19: Xác định tầm quan trọng của các biến độc lập với biến phụ thuộc Ký hiệu biến Biến Hệ số Beta chuẩn hóa % Thứ tự ảnh hưởng CSTD Chính sách tín dụng 0.226 20.45 2 TT Thuận tiện 0.179 16.19 5 AH Ảnh hưởng 0.215 19.43 3 QB Quảng bá 0.185 16.73 4 CLDV Chất lượng dịch vụ 0.301 27.20 1 Tổng 1.107 100%
Mô hình hồi quy với hệ số Beta đã chuẩn hóa:
QDVV =0.301 CLDV+ 0.226 CSTD + 0.215 AH + 0.185 QB + 0.179 TT Thông qua các kiểm định, có thể khẳng định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của khách hàng theo thứ tự tầm quan trọng là:
- Chất lượng dịch vụ là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định vay vốn của khách hàng.
- Chính sách tín dụng là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ 2 đến quyết định vay vốn của khách hàng.
- Ảnh hưởng là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ 3 đến quyết định vay vốn của khách hàng.
- Quảng bá là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ 4 đến quyết định vay vốn của khách hàng.
- Thuận tiện là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thấp nhất đến quyết định vay vốn của khách hàng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Trong chương 4, luận văn đã trình bày được 2 phần:
- Thứ nhất, trình bày tổng quan về VRB.HCM và hoạt động cho vay KHCN tại VRB.HCM.
- Thứ hai, trình bày kết quả kiểm định các thang đo và mô hình nghiên cứu. Trong quá trình phân tích dữ liệu nghiên cứu và giải thích kết quả nghiên cứu gồm các bước: đánh giá thang đo bằng Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích tương quan, phân tích hồi quy, kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy yếu tố “Chất lượng dịch vụ”có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định lựa dịch vụ cho vay tại VRB.HCM, tiếp đến là “chính sách tín dụng”, “ảnh hưởng”, “quảng bá” và cuối cùng là “ Thuận tiện”, yếu tố “Hình ảnh và Danh tiếng” bị loại khỏi mô hình nghiên cứu đề xuất ban đầu.
Dựa trên kết quả nghiên cứu ở chương này, ở chương tiếp theo sẽ trình bày các hàm ý chính sách đồng thời nêu ra các hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo cho đề tài.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ