3.3.4 .Kiểm định thang đo thông qua phân tích nhân tố khám phá EFA
3.3.6.2. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy đƣợc tiến hành với 6 biến độc lập là (1) Cơng tác thẩm định tín dụng, (2) Chính sách điều hành quản lý tín dụng, (3) Lãi suất cho vay, (4) Công tác kiểm tra, giám sát khoản vay, (5) Tỷ lệ tăng trƣởng tín dụng, (6) Khả năng quản lý, điều hành của những ngƣời đứng đầu doanh nghiệp vay vốn và 1 biến phụ thuộc là Nợ xấu ngân hàng.
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính đa biến có dạng:
NXNH = B0 + B1* TT T + 2* S HQLT + 3*LSCV
+ B4*CTKTGSKV + B5* TLTTTD + B6* KNQL HL N + ei
Kết quả hồi quy đa biến
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình:
Bảng 3.15 Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Nhƣ kết quả phân tích thì mơ hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0,515 nghĩa là 51.5% sự biến thiên của Nợ xấu ngân hàng đƣợc giải thích bởi sự biến thiên của các
thành phần nhƣ: (1) Công tác thẩm định tín dụng, (2) Chính sách điều hành quản lý tín dụng, (3) Lãi suất cho vay, (4) Cơng tác kiểm tra giám sát khoản vay,
(5) Tỷ lệ tăng trƣởng tín dụng, (6) Khả năng quản lý, điều hành của những ngƣời đứng đầu doanh nghiệp vay vốn.
Mơ hình R R Square (R2) R2 điều chỉnh ộ lệch Durbin- Watson 1 0.727 0.529 0.515 0.50127 1.794
Kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mơ hình: Bảng 3.16 Bảng kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình Tổng bình phƣơng df ình phƣơng trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 57.201 6 9.533 37.940 0.000 Phần dƣ 51.009 203 0.251 Tổng 108.210 209
Với giả thuyết H0: β1= β2= β3= β4= β5= β6= 0 (tất cả hệ số hồi quy riêng phần bằng 0)
Giá trị Sig(F) = 0,000 < mức ý nghĩa 5%: giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều đó có ý nghĩa là sự kết hợp của các biến độc lập hiện có trong mơ hình có thể giải thích đƣợc sự biến thiên của biến phụ thuộc. Mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu hiện có.
Sig(β1), Sig(β2), Sig(β3), Sig(β4), Sig(β5), Sig(β6) < mức ý nghĩa 5% nên các biến độc lập tƣơng ứng là (1) Công tác thẩm định tín dụng, (2) Chính sách điều hành quản lý tín dụng, (3) Lãi suất cho vay, (4) Công tác kiểm tra giám sát khoản vay, (5) Tỷ lệ tăng trƣởng tín dụng, (6) Khả năng quản lý, điều hành của những ngƣời đứng đầu doanh nghiệp vay vốn có hệ số hồi quy có ý nghĩa về mặt thống kê
ở mức ý nghĩa 5%.
Phƣơng trình hồi quy và ý nghĩa các hệ số hồi quy
Bảng 3.17 Bảng thơng số thống kê của từng biến trong mơ hình hồi quy
Mơ hình Hệ số khơng chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B ộ
lệch Beta Dungsai VIF
1 (Constant) 3.970 0.291 13.654 0.000 Công tác thẩm định tín dụng -0.209 0.043 -0.267 -4.823 0.000 0.760 1.315 Chính sách điều hành quản lý tín dụng -0.128 0.042 -0.161 -3.047 0.003 0.829 1.207
Lãi suất cho vay 0.234 0.048 0.241 4.838 0.000 0.933 1.072 Công tác kiểm -0.114 0.041 -0.141 -2.752 0.006 0.886 1.128
tra, giám sát khoản vay Tỷ lệ tăng trƣởng tín dụng 0.156 0.050 0.156 3.151 0.002 0.948 1.055 Khả năng quản lý, điều hành của những ngƣời đứng đầu doanh nghiệp vay vốn -0.299 0.045 -0.342 -6.668 0.000 0.880 1.136
a. Dependent Variable: Nợ xấu ngân hàng
Phƣơng trình hồi quy rút ra đƣợc:
NXNH = 3.970 - 0.209* TT T - 0.128* S HQLT + 0.234*LSCV - 0.114*CTKTGSKV + 0.156*TLTTTD - 0.299* KNQL HL N + ei
Tầm quan trọng của các biến trong mô hình: Theo kết quả bảng thông số thống kê của từng biến trong mơ hình hồi quy cho thấy Khả năng quản lý, điều hành
của những ngƣời đứng đầu doanh nghiệp vay vốn có ảnh hƣởng nhiều nhất đến Nợ xấu ngân hàng (hệ số β = -0.342) và nhân tố Công tác kiểm tra, giám sát khoản vay
có ảnh hƣởng thấp nhất (vì có hệ số hệ số β = -0.141). Các nhân tố cịn lại cũng có hệ số xếp thứ thự lần lƣợt từ cao đến thấp nhƣ Cơng tác thẩm định tín dụng (hệ số β = -0.267), Lãi suất cho vay (hệ số β = 0.241), Chính sách điều hành quản lý tín dụng (hệ số β = -0.161), Tỷ lệ tăng trƣởng tín dụng (hệ số β = 0.156).
Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
Hình 3.2. Biểu đồ phần dƣ chuẩn hóa
Từ biểu đồ phần dƣ chuẩn hóa có trị trung bình (Mean) = - 4.95*10-16 ≅ 0 và độ lệch chuẩn = 0,986 ≅ 1,: phân phối phần dƣ có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ.
Kiểm định đa cộng tuyến: Giá trị VIF của các biến độc lập đều < 2 nên hiện tƣợng đa cộng tuyến của các biến độc lập khơng ảnh hƣởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
Kiểm định tính độc lập của sai số
Hệ số Durbin-Watson là d = 1.794 cho thấy các sai số trong mơ hình thuộc miền khơng có kết luận (với mức ý nghĩa 5%, tra bảng Durbin-Watson với N = 200 gần với 210 là số quan sát của mẫu) và k = 6 là số biến độc lập: dL = 1.707, dU = 1.831 ta tính đƣợc miền chấp nhận cho giá trị d thuộc (1,831 – 2.293). Ta thấy d rơi vào miền khơng có kết luận.