7. Tổng quan về lĩnh vực nghiên cứu
2.4.2.6. Kiểm định giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) và các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp phân tích hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là phương pháp Enter đưa vào lần lượt. Hồi quy đa biến nhằm xác định vai trò quan trọng của từng nhân tố trong việc đánh giá mối liên hệ của chúng đối với khả năng MRTD.
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R- Square. Hệ số R2 đã được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mô hình, tuy nhiên không phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R - Square đã điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình vì nó không thổi phồng quá mức phù hợp. Ngoài ra, cần kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin – Watson < 3) và không có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (1< VIF < 2.5). Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố. Beta càng cao thì mức độ tác động của biến vào đối tượng càng lớn (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy hệ số xác định R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) là 0,679, nghĩa là mô hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến tỷ lệ 67,9% (hay mô hình đã giải thích được 67,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc MRTD). Giá trị Sig. đã chỉ ra rằng cả 05 nhân tố là có tác động đáng kể (có ý nghĩa thống kê) đối với MRTD. Năm nhân tố đó gồm: từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, khó khăn giao dịch tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng với các hệ số chuẩn hóa nằm trong khoảng từ -0,476 đến 0,291. Thông qua giá trị R2
, 67,9% của việc MRTD có thể được giải thích bởi 05 biến độc lập (hệ số Durbin – Watson thỏa mãn: 1 < 1,940 < 3; và các giá trị VIF < 2.5) (xem phụ lục 6). Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Sau đây là bảng kết quả hồi quy:
Bảng 2.26: Kết quả hồi quy
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
T Sig. Thống kê cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 Hằng số 2.324 0.276 8.426 0.000 TCCTD_TB -0.241 0.038 -0.269 -6.342 0.005 0.808 1.237 TTCTD_TB 0.231 0.04 0.272 5.775 0.004 0.845 1.183 KKCTD_TB -0.132 0.038 -0.148 -3.474 0.005 0.935 1.070 CLTD_TB 0.230 0.043 0.291 5.349 0.000 0.914 1.094 GCTD_TB -0.352 0.046 -0.476 -7.652 0.000 0.969 1.032 Nguồn: Phụ lục 8
Nhìn vào bảng 2.26 trên cho thấy có 2 nhân tố có tác động thuận chiều (hệ số Beta dương) và 3 nhân tố có tác động nghịch chiều (Beta âm) đến MRTD. Ngoài ra, đồ thị phần dư có dạng phân phối chuẩn, do đó có sự tác động của các nhân tố đối với biến phụ thuộc là MRTD. Phương trình hồi quy có dạng như sau:
Y = - 0,269X1 + 0,2727X2 – 0,148X3 + 0,291X4 – 0,476 X5 Trong đó, Y : Mở rộng tín dụng (MRTD) X1 : Từ chối cấp tín dụng (TCCTD) X2 : Tiếp tục cấp tín dụng (TTCTD) X3: Khó khăn giao dịch tín dụng (KKCTD) X4 : Chất lượng dịch vụ tín dụng (CLTD) X5 : Giá cả tín dụng (GCTD)
Các hệ số hồi quy chuẩn và giá trị Sig thu được từ mô hình được sử dụng để kiểm định các giả thuyết thống kê. Bảng trình bày dưới đây sẽ giải thích chi tiết về kết quả kiểm định của từng giả thuyết trong số 05 giả thuyết được nêu:
Bảng 2.27: Các hệ số hồi quy Các
giả
thuyết Quan hệ
Hệ số chuẩn
hóa Beta Sig.
Kiểm định giả thuyết H1 TCCTD --- MRTD (-) -0.269 0.005 Chấp nhận H2 TTCTD --- MRTD (+) 0.272 0.004 Chấp nhận H3 KKCTD --- MRTD (-) -0.148 0.005 Chấp nhận H4 CLTD --- MRTD (+) 0.291 0.000 Chấp nhận H5 GCTD --- MRTD (-) -0.476 0.000 Chấp nhận Nguồn: Phụ lục 6
Giả thuyết H1: Nhân tố từ chối cấp tín dụng có tác động âm với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng đối với MRTD là -0,269 (sig. = 0.005 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố từ chối cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2: Nhân tố tiếp tục cấp tín dụng có tác động dương với MRTD. Hệ
số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng đối với MRTD là 0.272 (sig. = 0.004 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ thuận với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3: Nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng có tác động âm với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng đối với MRTD là -0,148 (sig. = 0.005 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4: Nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động dương với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng đối với MRTD là 0,291 (sig. = 0,000 < 0,05). Điều này cho thấy nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng tỷ lệ thuận với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận.
Giả thuyết H5: Nhân tố giá cả tín dụng có tác động âm với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0,476 (sig. =
0,000 <0,05). Điều này cho thấy nhân tố giá cả tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H5 được chấp nhận.