CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả nghiên cứu
4.2.5 Phân tích hồi quy
Xây dựng và kiểm định mô hình hồi quy bội nhƣ sau:
TD = β0 + β1SP + β2LS + β3NV + β4PR+ β5QT + β6DB Trong đó:
- TD: hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
- SP: chất lƣợng sản phẩm dịch vụ
- LS: lãi suất cho vay
- NV: nhân viên tín dụng
- PR: chƣơng trình marketing
- β0 : hệ số chặn
- βi: hệ số hồi quy tƣơng ứng với biến độc lập i
Phát biểu lại các giả thuyết nghiên cứu với 05 nhân tố mới đƣợc tạo thành sau phân tích nhân tố EFA, cụ thể:
H1: chất lượng sản phẩm dịch vụ có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
H2: lãi suất cho vay có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
H3: nhân viên tín dụng có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
H4: chương trình marketing có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
H5: quy trình tín dụng có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
H6: thẩm định tài sản đảm bảo có ảnh hưởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
4.2.5.1 Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình hồi quy
Thông qua hệ số xác định R2 hiệu chỉnh = 0.515 cho thấy độ mức độ phù hợp của mô hình hồi quy của đề tài nghiên cứu này là tƣơng đối. Điều này có nghĩa rằng các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu giải thích đƣợc 51,5% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Bảng 4.16: Tóm tắt mô hình
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ƣớc
lƣợng Hệ số Durbin- Watson 1 0,725a 0,526 0,515 0,38393 2,051 a. Biến độc lập: (Hằng số), SP, LS, NV, PR, QT, DB b. Biến phụ thuộc: TD
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích số liệu
Nhằm suy diễn mô hình hồi quy bội thành mô hình tổng thể, cần phải xem xét kiểm định F trong bảng phân tích phƣơng sai ANOVA.
Kết quả kiểm định trị thống kê F, với giá trị sig=0.000 (<0.05) từ bảng phân tích phƣơng sai ANOVA (bảng 4.17) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu, sử dụng đƣợc.
Bảng 4.17: Phân tích phƣơng sai ANOVA
Model Tổng các độ lệch bình phƣơng Df Trung bình các độ lệch bình phƣơng Kiểm định F Sig 1 Hồi quy 32.806 6 5.468 46.245 .000b Phần dƣ 29.558 250 0.118 Tổng 62.364 256
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích số liệu
Mô hình có giá trị kiểm định F = 52.288 với sig. = 0.000 < 0.05, ta bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng hệ số xác định tổng thể R2 = 0, nghĩa là có ít nhất một biến độc lập có ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
4.2.5.2 Kết quả hồi quy bội
Với kết quả phân tích hồi qui tại bảng 4.18, các giá trị Sig tƣơng ứng với các biến SP, LS, NV, PR, QT, DB đều nhỏ hơn 0.05. Vì vậy, có thể khẳng định lần nữa các biến này có ý nghĩa trong mô hình.
Bảng 4.18: Kết quả hồi quy đa biến
Nhân tố Hệ số chƣa chƣa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại VIF Hằng số -0.142 0.225 -0.631 0.529
SP 0.047 0.032 0.058 1.472 0.143 0.932 1.073 LS 0.443 0.047 0.467 9.449 0.000 0.583 1.714 NV 0.234 0.056 0.218 4.176 0.000 0.526 1.902 PR 0.115 0.032 0.138 3.547 0.000 0.947 1.056 QT 0.268 0.041 0.284 6.604 0.000 0.770 1.299 DB 0.126 0.042 0.142 2.983 0.003 0.630 1.588
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích số liệu
Với tập dữ liệu thu đƣợc trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng kết quả hồi quy tuyến tính bội (bảng 4.18), phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hƣởng đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp nhƣ sau:
TD = -0.142 + 0.467*LS + 0.218*NV + 0.138*PR + 0.284*QT + 0.142*DB
Trong đó,
Các biến độc lập (Xi) : LS (lãi suất cho vay), NV (nhân viên tín dụng), PR (chƣơng trình marketing), QT (quy trình tín dụng), DB (thẩm định tài sản đảm bảo)
Biến phụ thuộc (Y): TD (hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp)
4.2.6 Kiểm định các giả thuyết của mô hình hồi quy
Giả định không có tƣơng quan giữa các phần dƣ
Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy giá trị Durbin-Watson (d)=2.051 (Bảng 4.17) nằm trong vùng chấp nhận từ 1 đến 3, nên không có tƣơng quan giữa các phần dƣ. Nhƣ vậy, giả định không có tƣơng quan giữa các phần dƣ không bị vi phạm.
Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dƣ cho thấy phân phối chuẩn phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần =0 và độ lệch chuẩn Std =0.988 tức là gần bằng 1). Nhƣ vậy, giả định phần dƣ có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích số liệu
Giả định liên hệ tuyến tính
Kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dƣ chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên qua đƣờng thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Nhƣ vậy giả định liên hệ tuyến tính đƣợc thỏa mãn.
Hình 4.2: Biểu đồ phân tán phần dƣ
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích số liệu
Hiện tƣợng đa cộng tuyến
Kết quả cho thấy hệ số phóng đại phƣơng sau (VIF) có giá trị nhỏ hơn 2 (bảng 4.19) đạt yêu cầu (VIF <10). Vậy mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tƣợng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng đến kết quả giải thích của mô hình. Kết luận, mô hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng đƣợc.
4.2.7 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy 05 nhân tố: LS (lãi suất cho vay), NV (nhân viên tín dụng), PR (chƣơng trình marketing), QT (quy trình tín dụng), DB (thẩm định tài sản đảm bảo) có ảnh hƣởng đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp. Do đó, các giả thuyết H2, H3, H4, H5, H6 của mô hình nghiên cứu đƣợc chấp nhận.
Trong đó, nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa là nhân tố lãi suất (LS) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.467, thứ hai là quy trình tín dụng (QT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.284, thứ ba là nhân viên tín dụng (NV) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.218, thứ tƣ là thẩm định tài sản đảm bảo (DB) với hệ số Beta chuẩn hoá là 0.142, và cuối cùng là chƣơng trình marketing (PR) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.138.
Bảng 4.19: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Kết quả
H1: chất lƣợng sản phẩm dịch vụ có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Bác bỏ Sig = 0.000
H2: lãi suất cho vay có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Chấp nhận Sig = 0.143
H3: nhân viên tín dụng có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Chấp nhận Sig = 0.000
H4: chƣơng trình marketing có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Chấp nhận Sig = 0.000
H5: quy trình tín dụng có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Chấp nhận Sig = 0.000
H6: thẩm định tài sản đảm bảo có ảnh hƣởng thuận chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Chấp nhận Sig = 0.003
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
Hình 4.3: Mô hình các yếu tố ảnh hƣởng đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả
4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp Thẩm định tài sản đảm bảo Quy trình tín dụng Chƣơng trình Marketing Nhân viên tín dụng Lãi suất cho vay
chiều đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp, bao gồm: (1) lãi suất cho vay (LS), (2) quy trình tín dụng (QT), (3) nhân viên tín dụng (NV), (4) thẩm định tài sản đảm bảo (DB), (5) chương trình marketing (PR). Trong đó, nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa là nhân tố lãi suất cho vay (LS) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.467, thứ hai là quy trình tín dụng (QT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.284, thứ ba là nhân viên tín dụng (NV) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.218, thứ tƣ là thẩm định tài sản đảm bảo (DB) với hệ số Beta chuẩn hoá là 0.142, và cuối cùng là chƣơng trình marketing (PR) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.138. Kết quả phân tích hồi quy hoàn toàn phù hợp với giả thuyết đặt ra ban đầu.
Căn cứ dựa trên kết quả phân tích hồi quy về mức độ tác động của các yếu tố đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp, kết hợp những phân tích về thực trạng phát triển cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp là cơ sở khoa học để tác giả đề xuất một số khuyến nghị và giải pháp thích hợp nhằm thúc đẩy tăng trƣởng cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp trong thời gian tới ở Chƣơng 5.
Kết luận Chƣơng 4
Chƣơng 4 đã trình bày kết quả nghiên cứu của đề tài và các kiểm định đƣợc thực hiện với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê SPSS 22. Kết quả nghiên cứu cho thấy có 05 yếu tố tác động đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp. Cụ thể, nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất đến hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa là nhân tố lãi suất cho vay (LS) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.467, thứ hai là quy trình tín dụng (QT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.284, thứ ba là nhân viên tín dụng (NV) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.218, thứ tƣ là thẩm định tài sản đảm bảo (DB) với hệ số Beta chuẩn hoá là 0.142, và cuối cùng là chƣơng trình marketing (PR) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.138. Trên cơ sở đó, nội dung ở Chƣơng tiếp theo tác giả sẽ đề xuất các giải pháp và khuyến nghị thích hợp nhằm thúc đẩy tăng trƣởng tín dụng đối với hoạt động cho vay bán lẻ tại Vietinbank Đồng Tháp trong thời gian tới.