Bảng 2.4 : Giả thuyết nghiên cứu sau phân tích EFA
Giả thuyết
CC Cơ chế kiểm sốt tín dụng có tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM
CRA Cơ chế đánh giá rủi ro tín dụng có tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM
CO Định hướng tín dụng có tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM CG Tăng trưởng tín dụng có tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM CT Điều khoản tín dụng có tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM
IR Lãi suất tác động đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM Điều khoản tín dụng (CT)
Cơ chế kiểm sốt tín dụng (CC) Cơ chế đánh giá rủi ro tín dụng (CRA)
Lãi suất
Định hướng tín dụng (CO)
Tăng trưởng tín dụng (CG)
2.3.4.4 Phân tích hồi quy bội
Các giá trị của các biến quan sát ở mỗi nhân tố được tính trung bình để phục vụ cho việc chạy tương quan, hồi quy. Do vậy, sáu nhân tố được rút trích từ phân tích nhân tố EFA được đưa vào phân tích hồi quy bội để xem xét mức độ tác động của từng nhân tố đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM.
Mơ hình hồi quy có dạng sau:
NPL = β0 + β1*CC + β2*CRA+ β3*CO +β4*CG + β5CT + β6IR +ε
Trong đó, các hệ số βilà các hệ số hồi quy riêng thể hiện mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập trong điều kiện các nhân tố khác không đổi. Khi các biến độc lập CC, CRA, CO, CG, CT, IR tăng lên một đơn vị thì biến phụ thuộc NPL tăng lên bình quân βi đơn vị.
Trước khi kiểm định mơ hình bằng phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan của biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mơ hình được xem xét dựa trên phương pháp phân tích tương quan Correlations tại bảng Correlations
Bảng 2.5:Correlations NPL CRA CC CO IR CT CG NPL Pearson Correlation 1 .604 ** .554** .434** .546** .437** .394** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 171 171 171 171 171 171 171 CRA Pearson Correlation .604 ** 1 .464** .247** .509** .385** .168* Sig. (2-tailed) .000 .000 .001 .000 .000 .028 N 171 171 171 171 171 171 171 CC Pearson Correlation .554 ** .464** 1 .134 .410** .182* .145 Sig. (2-tailed) .000 .000 .080 .000 .017 .058 N 171 171 171 171 171 171 171 CO Pearson Correlation .434 ** .247** .134 1 .278** .335** .282** Sig. (2-tailed) .000 .001 .080 .000 .000 .000 N 171 171 171 171 171 171 171 IR Pearson Correlation .546 ** .509** .410** .278** 1 .447** .158* Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .040 N 171 171 171 171 171 171 171 CT Pearson Correlation .437 ** .385** .182* .335** .447** 1 .095 Sig. (2-tailed) .000 .000 .017 .000 .000 .216 N 171 171 171 171 171 171 171 CG Pearson Correlation .394 ** .168* .145 .282** .158* .095 1 Sig. (2-tailed) .000 .028 .058 .000 .040 .216 N 171 171 171 171 171 171 171
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Tổng hợp kết quả hồi quy bằng phầm mềm SPSS
Kết quả chạy tương quan cho thấy có mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Đây là điều kiện cần thiết để tiếp tục bước phân tích hồi quy.
Sau khi phân tích tương quan, phép hồi quy bội được sử dụng để phân tích tác động của các biến độc lập đến nợ xấu của Agribank – Khu vực TP. HCM. Để kiểm định sự độc lập giữa các biến, hệ số Tolerance và VIF được sử dụng.
Kết quả phân tích hồi quy (Phụ lục 08)
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .790a .625 .611 .57067 Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constan t) -.436 .224 -1.941 .054 CC .264 .051 .291 5.225 .000 .737 1.357 CRA .265 .062 .259 4.282 .000 .625 1.599 CO .152 .044 .182 3.427 .001 .809 1.236 CG .212 .048 .221 4.383 .000 .903 1.108 CT .122 .051 .135 2.406 .017 .723 1.384 IR .125 .051 .149 2.451 .015 .621 1.611 ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression Residual Total 88.827 53.410 142.237 6 164 170 14.805 .326 45.459 .000a
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy:
- Bảng Model Summary R2 hiệu chỉnh bằng 0,611 cho thấy mơ hình giải thích được 61,10% sự biến thiên của biến phụ thuộc (NPL) với sai số là 57%.
- Bảng ANOVA giá trị sig. = 0,000 <0,05 chứng tỏ mơ hình này sử dụng được.
- Bảng Coefficient, giá trị sig. của các biến độc lập < 0,05 nên kết quả mơ hình là chấp nhận được. Giá trị VIF < 2, do đó vấn đề đa cộng tuyến khơng ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hồi quy.
Phương trình hồi quy tuyến tính có dạng sau:
NPL = 0,291CC +0,259CRA + 0,221CG + 0,182CO +0,135CT + 0,149IR + E
Kiểm tra sự vi phạm các giả định trong hồi quy tuyến tính
Mơ hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp OSL được thực hiện với một số giả định và mơ hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy, để đảm bảo cho độ tin cậy của mơ hình, việc dị tìm sự vi phạm các giả định là cần thiết.
Về giả định liên hệ tuyến tính, phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot. Nhìn vào biểu đồ cho thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đốn. Do đó, giả định về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả định phân phối chuẩncủa phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram
và đồ thị Q-Q Plot. Biểu đồ Histogram cho thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (cụ thể là 0,982). Đồ thị Q-Q plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa phần dư có phân phối chuẩn.