Tình hình huy động vốn phân th loại hình ngân hàng
2.6. Kiểm định mơ hình và giả thuyết
Sau khi xác định được 6 nhân tố tác động đến quyết định gửi tiền của người dân, các nhân tố được tiếp tục đưa vào mơ hình hồi quy bội để phân tích xác định cụ
thể trọng số của từng nhân tố tác động đến. Do vậy, mơ hình biểu diễn phương trình hồi quy tuyến tính đa biến thể hiện sự tác động của 6 thành phần yếu tố tác động biểu diễn bằng công thức sau:
Y = 0 + 1X1 + 2X2 + 3X3 + 4X4 + 5X5 + 6X6
Trong đó:
Y: Quyết định gửi tiền của người dân - Biến phụ thuộc Xn: Thành phần thứ n tác động đến Y – Biến độc lập
n: Hệ số hồi quy tương ứng với biến độc lập thứ n
Các biến đưa vào phân tích hồi qui được tính nhân số bằng cách tính trung bình cộng (Mean) của các biến quan sát thuộc nhân tố đó.
Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể (Các biến cùng đưa vào một lúc để xem biến nào được chấp nhận (phương pháp Enter))
Kết quả phân tích hồi qui bộ
Bảng 2.12: Hệ số hồi quy đa biến của mơ hình
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .662a .439 .432 .58091 .439 27.469 6 211 .000
(Nguồn: Số liệu điều tra của tác giả năm 2013)
Bảng 2.13: Hệ số phương sai ANOVAb của hồi quy tuyến tính
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 55.617 6 9.269 27.469 .000a
Residual 71.203 211 .337
Total 126.820 217
Bảng 2.14: Hệ số hồi quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
(Constant) .532 .334 1.592 .113 MTCT -.023 .050 -.024 -.453 .651 .979 1.021 MTLP .297 .075 .257 3.976 .000 .639 1.564 CKPTKT .116 .063 .116 1.840 .000 .672 1.489 CLKD .052 .061 .048 .856 .000 .842 1.188 HDVCLDVML_CSLS .186 .075 .162 2.476 .004 .624 1.602 MAR_TNTH .259 .059 .287 4.369 .000 .615 1.626
(Nguồn: Số liệu điều tra của tác giả năm 2013)
Kết quả phân tích hồi quy bội nhận thấy có R2 là 0.439 và hệ số R2 điều chỉnh
là 0.432. Kết quả cho thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2, dùng R2 điều chỉnh để đánh
giá độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu sẽ an tồn hơn vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Điều đó nói lên độ thích hợp của mơ hình là 43.2 %, hay 43.2 % độ biến thiên về Hiệu quả huy động vốn của ngân hàng thương mại Việt Nam trên địa bàn Bình Dương được giải thích chung bởi các biến độc lập trong mơ hình. Kết quả phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị thống kê F được tính từ
giá trị R2 của mơ hình có giá trị sig rất nhỏ (sig=0) cho thấy mơ hình hồi quy tuyến
tính bội phù hợp với tập dữ liệu, hay các biến độc lập có quan hệ với biến phụ thuộc và mơ hình có thể sử dụng được.
Hệ số phóng đại phương sai VIF tương đối nhỏ, nhỏ hơn 10, mà theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), hệ số VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Do đó, các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, nên mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mơ hình hồi quy.
Phương trình hồi quy sẽ cho phép khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa các biến số Môi trường luật pháp (MTLP), Chu kỳ phát triển kinh tế (CKPTKT), Chiến lược kinh doanh (CLKD), Các hình thức huy động vốn, chất lượng dịch vụ, hệ thống mạng lưới và chính sách lãi suất (HDVCLDVML_CSLS), Marketing và Thâm niên thương hiệu (MAR_TNTH).
*Phương trình hồi quy:
QDGT = 0.532 - 0.023 MTCT + 0.297 MTLP + 0.116 CKPTKT + 0.052 CLKD+ 0.186 HDVCLDVML_CSLS + 0.259 MAR_TNTH + 0.186 HDVCLDVML_CSLS + 0.259 MAR_TNTH
KẾT LUẬN:
Thông qua điều tra khách hàng và các số liệu thu thập sau đó được xử lý bằng phần mềm SPSS 20.0. Các hệ số hồi quy mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên ảnh hưởng tỉ lệ thuận đến quyết định gửi tiền của người dân. Trong sáu thành phần đo lường nêu trên có một thành phần khơng có ảnh hưởng. Đó là thành phần mơi trường cạnh tranh (MTCT) có (sig >0.05), do vậy, yếu tố môi trường cạnh tranh không làm ảnh hưởng quyết định gửi tiền của người dân. Bên cạnh đó, hệ số beta của thành phần mơi trường luật pháp MTLP là 0.297, có ảnh hưởng đến mơ hình hay nói đúng hơn là có ảnh hưởng đến hiệu quả huy động vốn lớn nhất. Tương tự hệ số 0.116 là hệ số chu kỳ phát triển kinh tế CKPTKT, cũng ảnh hưởng đến hiệu quả huy động vốn ít hơn so với môi trường luật pháp. Nhưng có mức ảnh hưởng tương đối nhiều, tương tự biến hệ số 0.052 CLKD cũng có mức ảnh hưởng đến hiệu quả huy động vốn. Hệ số beta của thành phần HDVCLDVML_CSLS là 0.186 có mức ảnh hưởng hiệu quả huy động vốn cao, nếu chính sách lãi suất thay đổi cao hay thấp thì hiệu quả huy động vốn sẽ thay đổi cao hay thấp theo. Tương tự hệ số bê ta của MAR_TNTH là 0.259 cũng góp phần ảnh hưởng đến hiệu quả huy động vốn. Tóm lại, năm thành phần Môi trường luật pháp MTLP, chu kỳ phát triển kinh tế CKPTKT, chiến lực kinh doanh CLKD, các hình thức huy động vốn, chất lượng dịch vụ, hệ thống mạng lưới; chính sách lãi suất HDVCLDVML_CSLS và marketing và thâm niên, thương hiệu MAR_TNTH có
tác động tỷ lệ thuận đến hiệu quả huy động vốn. Từ những kết quả của mơ hình trên, sẽ có những giải pháp thiết thực cho bài nghiên cứu.
Bên cạnh đó phần mềm Stata 11 sẽ xử lý số liệu cho thấy các biến ln có mức ý nghĩa thống kê.
Bảng 2.15. Hệ số tương quan giữa các biến xử lý theo Ordered probit regression
CKPTKT_1 CKPTKT_2 CKPTKT_3 MTLP_1 MTLP_2 MTLP_3 MTCT_1 MTCT_2 MTCT_3 VHXHTL_1 VHXHTL_2 VHXHTL_3 YTTK_1 YTTK_2CKPTKT_1 1.0000