Các thang đo được sử dụng để đo lường các khái niệm nghiên cứu trong đề tài này cần phải được kiểm định lại để đảm bảo tính chất phù hợp với bối cảnh và điều kiện nghiên cứu. Để kiểm tra độ tin cậy của từng thành phần trong thang đo, công cụ Cronbach Alpha được áp dụng trong đề tài này. Sau đó, tồn bộ các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA), để khám phá cấu trúc thang đo các thành phần. Đồng thời, các thang đo về mở rộng tín dụng cũng được kiểm tra, đánh giá thông qua các bước tương tự. Sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA), nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định các giả thuyết nghiên cứu được đưa ra trong chương 2 bằng phương pháp hồi quy đa biến.
3.4.1. Kiểm định Cronbach Alpha đối với các thang đo
Trước khi đưa vào phân tích nhân tố, nghiên cứu sẽ kiểm định thang đo bằng cơng cụ Cronbach Alpha của chương trình SPSS để kiểm tra độ tin cậy của thang đo các nhân tố thành phần và tương quan giữa các biến quan sát. Khi Cronbach Alpha đạt từ 0,8 trở lên thì thang đo được đánh giá là khá tốt. Tuy nhiên, trong trường hợp khái niệm đang nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu thì Cronbach Alpha được đề nghị từ 0,6 trở lên là có thể sử dụng được (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Trong trường hợp đề tài nghiên cứu này được xem như mới với người trả lời nên các kết quả Cronbach Alpha lớn hơn 0,6 đều được chấp nhận. Ngồi ra, các biến quan sát có hệ số tương quan giữa biến và tổng nhỏ hơn 0,3
đều bị loại. Trước đó, nghiên cứu sơ bộ cũng đã tiến hành thảo luận định tính và khảo sát sơ bộ 140 đối tượng để điều chỉnh thang đo phù hợp.
Kết quả kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha các thang đo cho thấy tất cả các thang đo đều đạt yêu cầu về độ tin cậy (xem phụ lục 4). Cụ thể: thang đo từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) có Cronbach Alpha là 0.886; thang đo tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) có Cronbach Alpha là 0.768; thang đo khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) có Cronbach Alpha là 0.800; thang đo chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) có Cronbach Alpha là 0.891; thang đo giá cả tín dụng (GIACA) có Cronbach Alpha là 0.698; thang đo mở rộng tín dụng (MORONG) có Cronbach Alpha là 0.773. Các hệ số tương quan giữa biến – tổng của các thang đo đều cao hơn mức cho phép ( > 0.3), do đó tất cả các thang đo đều được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) trong bước tiếp theo.
Bảng 3.7: Kết quả kiểm định Cronbach Alpha các thang đo
STT Thang đo quan sát Cronbach AlphaSố biến biến – tổng nhỏ nhấtHệ số tương quan
1 Từ chối cấp tín dụng(TUCHOI) 6 0.886 0.636
2 Tiếp tục cấp tín dụng(TIEPTUC) 5 0.768 0.507 3 Khó khăn khi giao dịchtín dụng (KHOKHAN) 5 0.800 0.514 4 Chất lượng dịch vụ tíndụng (CHATLUONG) 6 0.891 0.673
5 Giá cả tín dụng(GIACA) 3 0.698 0.459
6 Mở rộng tín dụng(MORONG) 3 0.773 0.570
3.4.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Tất cả các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) để rút gọn dữ liệu và tính tốn độ tin cậy (Sig) của các biến quan sát nhằm đánh giá mức độ quan hệ chặt chẽ với nhau giữa các biến. Có 05 tiêu chuẩn được quan tâm trong phân tích nhân tố khám phá (EFA) như sau:
(1) Hệ số KMO2(Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5 (2) Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett ≤ 0.05
(3) Hệ số tải nhân tố3- Factor loading > 0.4; nếu biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố < 0.4 sẽ bị loại.
(4) Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50% và hệ số Eigenvalue > 1 (Gerbing & Anderson, 1998).
(5) Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0.3 để tạo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Jabnoun & Al-Tamimi, 2003).
3.4.2.1. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với các nhân tố thành phần
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy tất cả 25 biến quan sát của các thang đo trong 05 thành phần được sắp xếp thành 05 nhân tố. Các thành phần đo lường vẫn giữ nguyên 01 nhân tố với số lượng biến quan sát không đổi gồm: thành phần CHATLUONG (06 quan sát), thành phần KHOKHAN (05 quan sát), thành phần GIACA (03 quan sát). Riêng biến TIEPTUC4 trong thành phần TIEPTUC được sắp
2KMO là một chỉ tiêu dùng để xem xét sự thích hợp của EFA, phân tích nhân tố khám phá là thích hợp khi 0.5 ≤ KMO ≤ 1. Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát bằng 0 trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig ≤ 0.05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005, p.262).
3Theo Hair & ctg (1998,111), Factor loading là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA. factor loading > 0.3 được xem là đạt được mức tối thiểu, factor loading > 0.4 được xem là quan trọng và ≥ 0.5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Hair & ctg (1998,111) cũng đưa ra khuyến nghị rằng: nếu chọn tiêu chuẩn factor loading > 0.3 thì cỡ mẫu ít nhất phải là 350, nếu cỡ mẫu khoảng 100 thì nên chọn tiêu chuẩn factor loading > 0.55, nếu cỡ mẫu khoảng 50 thì factor loading phải > 0.75.
xếp vào thành phần TUCHOI. Vậy, thành phần TUCHOI có tất cả 07 quan sát, thành phần TIEPTUC giảm xuống còn 04 quan sát (xem phụ lục 6).
Sau khi sắp xếp lại các quan sát trong thành phần TUCHOI và thành phần TIEPTUC, Cronbach Alpha sẽ được kiểm định lại lần nữa đối với hai thành phần này. Kết quả kiểm định độ tin cậy các thang đo cho thấy các thang đo đều đạt yêu cầu. Cụ thể: thang đo từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) có Cronbach Alpha là 0.730; thang đo tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) có Cronbach Alpha là 0.734. Hệ số tương quan biến – tổng đều có độ lớn cao hơn 0.3 (xem phụ lục 5).
Kết quả EFA cho thấy hệ số KMO = 0.908 nên EFA phù hợp với dữ liệu và
thống kê Chi-Square của kiểm định Bartlett đạt giá trị 3648.496 với mức ý nghĩa 0.000, vì vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được là 62,264% thể hiện rằng 05 nhân tố được rút ra giải thích 62,264% biến
thiên của dữ liệu, hệ số Eigenvalue = 1.147. Từ đó cho thấy các thang đo rút ra là chấp nhận được. Kết quả hệ số Cronbach Alpha sau khi sắp xếp lại các quan sát cũng đạt yêu cầu.
Như vậy, sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA), các thang đo thành phần được chia ra thành 05 nhân tố với 25 biến quan sát. Các nhân tố trích ra đều đạt độ tin cậy và giá trị.
Bảng 3.8: Kết quả EFA các thang đo thành phần
Biến quan sát Nhân tố
1(TUCHOI) 2(CHATLUONG) 3(KHOKHAN) 4(TIEPTUC) 5(GIACA)
TUCHOI2 .792 TUCHOI1 .747 TUCHOI3 .733 TUCHOI5 .725 TUCHOI6 .678 .664
TIEPTUC4 -.518 CHATLUONG2 .812 CHATLUONG6 .768 CHATLUONG1 .746 CHATLUONG3 .743 CHATLUONG5 .742 CHATLUONG4 .686 KHOKHAN1 .754 KHOKHAN5 .724 KHOKHAN3 .619 KHOKHAN4 .597 KHOKHAN2 .474 TIEPTUC1 .770 TIEPTUC2 .763 TIEPTUC3 .692 TIEPTUC5 .504 GIACA2 .814 GIACA3 .679 GIACA1 .579 Eigenvalue 9.190 2.103 1.749 1.377 1.147 Phương sai trích(%) 17.625 16.319 11.171 10.007 7.142 Cronbach Alpha 0.730 0.891 0.800 0.734 0.698
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 6)
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định Cronbach Alpha các thang đo (lần 2)
STT Thang đo quan sátSố biến CronbachAlpha biến – tổng nhỏ nhấtHệ số tương quan
1 Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) 7 0.730 -0.546
2 Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) 4 0.734 0.422
3.4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với các thang đo mở rộng tín dụng
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy hệ số KMO = 0.694 nên EFA phù hợp với dữ liệu; thống kê Chi-Square của kiểm định Bartlett đạt giá trị 231.636 với mức ý nghĩa 0.000, phương sai trích được tại 68,795% >50% - giải thích cho 68,795% biến thiên của dữ liệu; hệ số Eigenvalue = 2.064. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được (xem phụ lục 6).
Các kết quả thu được từ độ tin cậy Cronbach Alpha ở trên và phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy.
Bảng 3.10: Tóm tắt kết quả kiểm định thang đo
Thành phần quan sátSố biến CronbachAlpha Phương saitrích (%) Đánh giá Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) 7 0.730 62.264 Đạtu cầu Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) 4 0.734
Khó khăn khi giao dịch tín
dụng (KHOKHAN) 5 0.800
Chất lượng dịch vụ tín dụng
(CHATLUONG) 6 0.891
Giá cả tín dụng (GIACA) 3 0.698
Mở rộng tín dụng (MORONG) 3 0.773 68.795
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 4, 5, 6)
3.4.3. Điều chỉnh mơ hình nghiên cứu
Sau khi phân tích nhân tố khám phá, các thang đo đo lường được mã hóa lại như sau:
Bảng 3.11: Mã hóa lại các thang đo
STT Thành phần Các biến quan sát
2 Tiếp tục cấp tín dụng(TIEPTUC) TIEPTUC1, TIEPTUC2, TIEPTUC3, TIEPTUC5
3 Khó khăn khi giaodịch tín dụng
(KHOKHAN)
KHOKHAN1, KHOKHAN2, KHOKHAN3, KHOKHAN4, KHOKHAN5
4 Chất lượng dịch vụtín dụng
(CHATLUONG)
CHATLUONG1, CHATLUONG2, CHATLUONG3, CHATLUONG4, CHATLUONG5, CHATLUONG6
5 Giá cả tín dụng(GIACA) GIACA1, GIACA2, GIACA3
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 6)
Mơ hình nghiên cứu có được từ kết quả EFA bao gồm 05 biến độc lập: (1) Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) được đo lường bằng 7 biến quan sát; (2) Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) được đo lường bằng 4 biến quan sát; (3) Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) được đo lường bằng 5 biến quan sát; (4) Chất lượng dịch vụ tín dụng(CHATLUONG)được đo lường bằng 6 biến quan sát; (5) Giá cả tín dụng(GIACA)
Hình 3.1: Mơ hình nghiên cứu từ kết quả EFA 3.5. Kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Mơ 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 mở rộng tín dụng.
Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) Tiếp tục cấp tín dụng
(TIEPTUC) Khó khăn khi giao
dịch tín dụng (KHOKHAN) Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) Giá cả tín dụng (GIACA) Mở rộng tín dụng (MORONG) H5(-) H4(+) H3(-) H2(+) H1(-)
Để đánh giá độ phù hợp của mơ 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 mơ hình, tuy nhiên khơng 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 mơ hình vì nó khơng thổi phồng q mức phù hợp. Ngoài ra, cần kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin – Watson < 3) và khơng 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 bội cho thấy hệ số xác định R2là 0.500 và R2điều chỉnh (Adjusted R Square) là 0.491, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp
với tập dữ liệu đến tỷ lệ 49,1% (hay mơ hình đã giải thích được 49,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc mở rộng tín dụng). Trị số thống kê F đạt giá trị 56.690 được tính từ giá trị R-Square của mơ hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Giá trị Sig. của các nhân tố đã chỉ ra rằng có 04 nhân tố trong số 05 nhân tố là có tác động đáng kể (có ý nghĩa thống kê) đối với mở rộng tín dụng. Bốn nhân tố đó gồm: từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng với các hệ số chuẩn hóa nằm trong khoảng từ -0.164 đến 0.398. Thơng qua giá trị R2, 49.1% của việc mở rộng tín dụng có thể được giải thích bởi 05 biến độc lập (hệ số Durbin – Watson thỏa mãn: 1 < 2.010 < 3; và các giá trị VIF < 2.5) (xem phụ lục 7). Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 3.12: Thơng số của các biến trong phương trình hồi quy Hệ số (Coefficientsa)
Mơ hình
Hệ số chưa
chuẩn hóa chuẩn hóaHệ số t Sig. VIF B Std. Error Beta
1 (Hằng số) 2.683 .369 7.278 .000 TUCHOI -.193 .065 -.163 -2.953 .003 1.722 TIEPTUC .137 .049 .137 2.786 .006 1.373 KHOKHAN -.050 .057 -.051 -.873 .383 1.922 CHATLUONG .345 .046 .398 7.491 .000 1.604 GIACA -.155 .048 -.164 -3.253 .001 1.449
a. Biến phụ thuộc: MORONG
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Bảng trên cho thấy có 2 nhân tố có tác động thuận chiều (hệ số Beta dương) và 2 nhân tố có tác động nghịch chiều (Beta âm) đến mở rộng tín dụng. Riêng nhân tố cịn lại (KHOKHAN) có mức ý nghĩa Sig = 0.383 > 0.05 nên khơng có ý nghĩa thống kê. Ngồi ra, đồ thị phần dư có dạng phân phối chuẩn (có giá trị trung bình bằng 0) cho thấy khả năng an toàn khi bác bỏ các giả thuyết H0. Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng có sự tác động của các nhân tố đối với biến phụ thuộc là mở rộng tín dụng. Phương trình hồi quy đối với các biến có hệ số chuẩn hóa Beta có dạng như sau:
Y = - 0.163X1+ 0.137X2+ 0.398X3- 0.164X4 Trong đó, Y : Mở rộng tín dụng (MORONG) X1: Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) X2: Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) X3: Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) X4: Giá cả tín dụng (GIACA)
Các hệ số hồi quy chuẩn và giá trị Sig thu được từ mơ 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 3.13: Các hệ số hồi quy
Các giả
thuyết Quan hệ Hệ số chuẩnhóa Beta Sig. Kiểm địnhgiả thuyết
H1 TUCHOI -----------MORONG (-) -0.163 0.003 Chấp nhận H2 TIEPTUC ----------MORONG (+) 0.137 0.006 Chấp nhận H3 KHOKHAN -------MORONG (-) -0.051 0.383 Bác bỏ H4 CHATLUONG ---MORONG (+) 0.398 0.000 Chấp nhận H5 GIACA -------------MORONG (-) -0.164 0.001 Chấp nhận
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Giả thuyết H1: Nhân tố từ chối cấp tín dụng có tác động âm với mở rộng tín
dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0.163 (sig. = 0.003 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố từ chối cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng 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 mở rộng
tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.137 (sig. = 0.006 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ thuận với mở rộng tín dụng 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 mở
rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0.051 (sig. = 0.383 >0.05). Điều này cho thấy tại độ tin cậy α = 95%, nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng khơng có ý nghĩa trong việc giải thích cho mức độ mở rộng tín dụng. Do đó, giả thuyết H3 bị bác bỏ.
Giả thuyết H4: Nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động dương với mở
mở rộng tín dụng là 0.398 (sig. = 0.000 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố chất lượng