PHẦN I : MỞ ĐẦU
PHẦN II : NỘI DUNG NGHIÊN CỨU
2.3 Ý KIẾN ĐÁNH GIÁ CỦA CÁC ĐỐI TƯỢNG ĐIỀU TRA VỀ THỰC TRẠNG
2.3.5. Phân tích hồi quy đo lường mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của từng
nhóm nhân tố
2.3.5.1 Xem xét ma trận hệ số tương quan
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội là xem xét mối
quan hệ tương quan giữa các biến độc lập (Đội ngũ nhân viên tín dụng, Cơng tác thẩm định và giám sát vốn vay, Công tác cải tiến và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng, Cơng tác xây dựng chính sách lãi suất, Cơng tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng)
và biến phụ thuộc (cơng tác tín dụng). Thơng qua hệ số tương quan Pearson có thể khẳng định biến nào nên đưa vào mơ hình.
Bảng 2.22 Hệ số tương quan Pearson
Đội ngũ nhân viên tín dụng Cơng tác thẩm định và giám sát vốn vay Cơng tác cải tiến và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng Cơng tác xây dựng chính sách lãi suất Cơng tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng Cơng tác tín dụng Tương quan Pearson 0,741 0,712 0,792 0,586 0,652 Sig. (2-phía) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Có thể thấy biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối tương quan với nhau, với giá trị Sig bé hơn mức ý nghĩa 0,05 cho thấy sự tương quan có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong đó:
- Biến “Đội ngũ nhân viên tín dụng”, “Cơng tác thẩm định và giám sát vốn vay” và “Công tác cải tiến và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng” có tương quan tươngrất cao với biến phụthuộc là“cơng tác phát triển tín dụng”.
- Biến “Cơng tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng” có tương quan cao
với biến phụ thuộc.
- Biến “Cơng tác xây dựng chính sách lãi suất” có tương quan trung bình với biến phụ thuộc.
Xây dựng mơhình
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá và kiểm tra độ tin cậy của thang đo, phân tích hồi quy được tiến hành để xác định mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của từng nhóm nhân tố đến cơng tác phát triển tín dụng đối với doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Ngân hàng Á Châu – CN Quảng Bình. Mơ hình hồi quy áp dụng là mơ
hình hồi quy đa biến (mơ hình hồi quy bội). Trong mơ hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Cơng tác tín dụng” (Y), các biến độc lập là các nhân tố được rút
trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA gồm: Đội ngũ nhân viên tín dụng(DNNV), Cơng tác thẩm định và giám sát vốn vay (TDGS), Công tác cải tiến
và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng (CT), Cơng tác xây dựng chính sách lãi suất (CSLS), Cơng tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng(THDDH). Mơ hình hồi quy
như sau:
Y = β0 + β1DNNV+ β2TDGS + β3CT+ β4CSLS+ β5THDDH
Trong đó:
Y: Cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình. DNNV: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là đội ngũ nhân viên tín dụng.
TDGS: Giá trị của biến độc lập thứ hai là công tác thẩm định và giám sát vốn vay. CT: Giá trị của biến độc lập thứ ba là công tác cải tiến và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng CSLS: Giá trị của biến độc lập thứ tư là cơng tác xây dựng chính sách lãi suất.
THDDH: Giá trị của biến độc lập thứ năm là Công tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng.
Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố ảnh hưởng khơng ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
H1: Nhân tố “DNNV” có ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
H2: Nhân tố “TDGS” có ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
H3: Nhân tố “CT” có ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
H4: Nhân tố “CSLS” có ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
H5: Nhân tố “THDDH” có ảnh hưởng đến cơng tác tín dụng tại Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình Bảng 2.23 Tóm tắt mơ hình Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn 5 0,913 0,834 0,828 0,397
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Độ phù hợp của mơ hình được thể hiện qua giá trị R2 hiệu chỉnh. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mơ hình 5 biến độc lập có giá trị R2hiệu chỉnh là0,828. Như vậy độ
phù hợp của mơ hình là 82,8%. Hay nói cách khác, 82,8% biến thiên của biến “cơng tác tín dụng” được giải thích bởi 5 biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngồi mơ hình. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mơ hình cho tổng thể thực hay không ta phải kiểm
định độ phù hợp của mơ hình.
Kiểm định độ phù hợp mơ hình
Giả thuyết H0 đặt ra đó là:β1= β2 = β3 = β4 = β5=0 Giả thuyết H1đặt ra đó là: tồn tại βi#0
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa bội ta dùng giá
trị F ở bảng phân tích ANOVA. Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig rất nhỏ (= 0,000) cho phép bác bỏ giả thiết H0 với độ tin cậy 95%. Vậy mơ hình hồi
quy được xem là phù hợp so với tổngthể.
Bảng 2.24 Kiểm định độ phù hợp mơ hình Mơ hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. 5 Hồi quy 114,142 5 22,828 144,870 0,000f Số dư 22,691 144 0,158 Tổng 136,833 149
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Kiểm tra đa cộng tuyến
Bảng 2.25 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mơ hình
Đo lường đa cộng tuyến
Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (VIF)
(Hằng số)
Năng lực phục vụ CCT 0,329 3,039
Thực hiện TTHC 0,578 1,729 Kết quả giải quyết công việc 0,673 1,485 Tiếp cận thông tin 0,440 2,275 Thanh kiểm tra 0,603 1,659
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến vì khơng có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.
Mơ hình hồi quy
Tiến hành chạyhồi quy, mơ hình hồi quy có kết quả như sau:
Từ bảng kết quả trên cho ta thấy: giá trị Sig của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Do đó, có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động đến cơng tác tín dụng đối với các doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Ngân hàng TMCP Á Châu – CN Quảng Bình. Do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương nên tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mơ hình và tác động cùng chiều đến cơng
tác tín dụng.
Bảng 2.26 Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hố Hệ số hồi quy chuẩn hoá T Sig. B Độ lệch chuẩn Beta 5 (Hằng số) -0,741 0,206 -3,595 0,000
CT (Công tác cải tiến và đa
dạng hóa sản phẩm tín dụng) 0,169 0,050 0,201 3,393 0,001
TDGS (Công tác thẩm định
và giám sát vốn vay) 0,278 0,050 0,247 5,530 0,000
THDDH (Công tác thu hút
và đa dạng hóa khách hàng) 0,420 0,058 0,299 7,221 0,000
DNNV (Đội ngũ nhân viên
tín dụng) 0,242 0,043 0,290 5,660 0,000
CSLS (Cơng tác xây dựng
chính sách lãi suất) 0,222 0,063 0,154 3,516 0,001
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS)
Phương trình hồi quy tổng qt của mơ hìnhđược viết lại như sau:
Y = -0,741 + 0,242DNNV+ 0,278TDGS + 0,169CT+ 0,222CSLS + 0,420THDDH
Từ mơ hình hổi quy cho thấy, bất cứ một sự thay đổi nào của một trong 5 nhân tố trên đều có thể tạo nên sự thay đổi đối với cơng tác tín dụng đối với các doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Ngân hàng TMCP Á Châu – CN Quảng Bình. Khi “Đội ngũ nhân viên tín dụng” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm
cho “Cơng tác tín dụng”của Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình cũng biến
động cùng chiều 0,242 đơn vị. Đối với “Công tác thẩm định và giám sát vốn vay”
0,278 đơn vị. Tương tự đối với các biến còn lại (trong trường hợp các nhân tố cịn lại khơng đổi).
Thơng qua các hệ số hồi quy chuẩn hoá, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng lên biến phụ thuộc. Cụ thể biến “Cơng tác thu hút và đa dạng hóa khách hàng” có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (β5 = 0,420), tức là biến nàyảnh hưởng nhiều nhất đến “cơng tác tín dụng” trong tất cả các biến. Điều này cũng phù
hợp với thực tiễn hiện nay. Tiếp theo sau đó lần lượt là “Cơng tác thẩm định và giám sát vốn vay”, “Đội ngũ nhân viên tín dụng” và “Công tác xây dựng chính sách lãi suất”. Cuối cùng, nhân tố “Cơng tác cải tiến và đa dạng hóa sản phẩm tín dụng” có
tác động yếu nhất đến cơng tác tín dụng đối với các doanh nghiệp vừa và nhỏ tại
Ngân hàng TMCP Á Châu–CN Quảng Bình.
2.3.6 Ý kiến đánh giá của lãnh đạo và cán bộ trực tiếp của Chi nhánh Ngânhành ACB Quảng Bình