Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Toral ance VIF 1 Hằng số .270 .223 1.211 .228 CBTD .288 .059 .278 4.842 .000 .595 1.680 CSTD .187 .057 .190 3.273 .001 .582 1.719 TTTD .173 .058 .178 2.994 .003 .557 1.794 QTTD .173 .061 .169 2.840 .005 .553 1.810 NTKH .092 .040 .109 2.288 .023 .869 1.151 NTKQ .143 .052 .152 2.721 .007 .625 1.601
(Nguồn: Tác giả phân tích từ dữ liệu thu thập)
Trong kết quả trên, nếu sig. < 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% và |t| > 2 thì nhân tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến chất lượng tín dụng. Kết quả hồi quy cho thấy 6 nhân tố đều thỏa mãn điều kiện.
Hệ số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến (các biến cùng đơn vị). Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập.
Phương trình hồi quy tuyến tính (chưa chuẩn hóa) được thể hiện như sau:
Chất lượng tín dụng = 0.270 + 0.288*Cán bộ tín dụng + 0.187*Chính sách tín dụng + 0.173*Thơng tin và xếp hạng tín dụng + 0.173*Quy trình tín dụng + 0.092*
4.5.2. Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính
Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mơ hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF (Variance Inflation Factor). Có hiện tượng đa cộng tuyến khi hệ số VIF vượt quá 10. Ở đây, hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Như vậy, trong mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
* Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Để khảo sát phân phối chuẩn của phần dư, phương pháp được sử dụng trong nghiên cứu này là xây dựng biểu đồ tần số Histogram. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ bằng nhau chuẩn (Trị trung bình (mean = 3.62) và trung vị (mediane = 3.83) gần bằng nhau) và độ xiên (skewness = -0.68) gần bằng 0 (nằm trong khoảng từ -1 đến 1). Do đó, có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3. Biểu đồ tần số Histogram
* Kiểm định tính độc lập của phần dư
Đại lượng thống kê Durbin - Waston (d) được sử dụng để kiểm định hiện tượng tương quan giữa các phần dư. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị d sẽ gần bằng 2. Kết quả phân tích hồi quy ở Bảng 4.10 cho thấy giá trị d = 1.672, xấp xỉ gần bằng 2, vì thế cho phép kết luận khơng có tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.
4.5.3. Kết quả kiểm định các giả thuyết trong mơ hình
Mơ hình nghiên cứu ban đầu về các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng tín dụng của Ngân hàng Thương mại Sài Gịn Thương Tín - chi nhánh Bình Định có 6 giả thuyết cần kiểm định (H1, H2, H3, H4, H5, H6). Qua quá trình kiểm định thang đo, kết quả có một số biến quan sát đã bị loại khỏi thang đo do không đạt yêu cầu. Từ 6 biến độc lập đưa vào phân tích tương quan, tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê và đưa vào phân tích hồi quy, tất cả các biến độc lập đều tham gia giải thích cho biến phụ thuộc Chất lương tín dụng. Như vậy, ta có kết quả kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu như bảng sau: