CHƯƠNG 2: THỰC TRẠNG HOẠT ĐỘNG HUY ĐỘNG VỐN TIỀN GỬI TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẨN ĐẦU TƯ VÀ PHÁT TRIỂN VIỆT
2.2 Thực trạng hoạt động huy động vốn tiền gửi tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Đồng Nai
2.3.2 Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng huy động vốn tiền gửi tại Ngân hàng thương mại cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam chi nhánh Đồng Nai37
2.3.2.9 Phân tích hồi quy tuyến tính và kiểm định giả thuyết
Phân tích tương quan
Sử dụng hệ số tương quan tuyến tính r theo Karl Pearson (1897) để kiểm định sự tương quan giữa các biến độc lập là và biến phụ thuộc: Yếu tố “Thương hiệu, uy tín” ; “ Cơ sở vật chất”; “ Dịch vụ ngân hàng đa dạng đáp ứng nhu cầu khách hàng”; “Lãi suất và sản phẩm huy động vốn” ; “Đội ngũ nhân sự”; “ Khách quan” và yếu tố “Khả năng huy động vốn tiền gửi”, các giá trị trung bình của nhóm nhân tố được điều chỉnh là giá trị dùng để thực hiện phân tích sự tương quan, kiểm định mô hình hồi quy và các kiểm định khác. Sử dụng phần mềm SPSS 20, kiểm định Linear: Các hệ số tương quan cho thấy mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc khả năng huy động vốn tiền gửi tại BIDV Đồng Nai. Các giá trị sig đều nhỏ hơn 0,05 nên có thể kết luận rằng chúng đều có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, do trong phân tích nhân tố khám phá EFA đã chọn phương pháp Principal Component với phép xoay Varimax, vì vậy các biến độc lập trong mô hình không tương quan nhau vì nếu tương quan sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.12: Phân tích tương quan
Đơn vị tính: Đơn vị Correlations
Huy động
vốn
Sản phẩm
huy động
vốn
Uy tín Nhân sự
Dịch vụ đáp
ứng nhu cầu khách
hàng
Khách quan
Cơ sở vật chất
Huy động vốn
Pearson
Correlation 1 .625** .620** .521** .575** .615** .475**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Thương hiệu, uy
tín
Pearson
Correlation .620** .525** 1 .513** .587** .646** .396**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Cơ sở vật chất
Pearson
Correlation .475** .403** .396** .317** .324** .392** 1 Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Dịch vụ đáp ứng nhu cầu khách
hàng
Pearson
Correlation .575** .646** .587** .255** 1 .513** .324**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Lãi suất, sản phẩm huy động
vốn
Pearson
Correlation .625** 1 .525** .389** .646** .572** .403**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Nhân sự
Pearson
Correlation .521** .389** .513** 1 .255** .481** .317**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
Khách quan
Pearson
Correlation .615** .572** .646** .481** .513** 1 .392**
Sig. (2-
tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228 228
(Nguồn: Phụ lục 6)
Phân tích hồi quy
Nhằm kiểm định sự phù hợp của mô hình nghiên cứu, tiến hành chạy hồi quy với biến phụ thuộc là Yếu tố “Thương hiệu, uy tín” (UT) ; “Cơ sở vật chất” (VC);
“Dịch vụ ngân hàng đáp ứng nhu cầu khách hàng” (KH); “Lãi suất, sản phẩm huy động vốn” (DV); “Đội ngũ nhân sự”(NV); “Khách quan” (KQ) và yếu tố “Khả năng huy động vốn” (HD) là các giá trị trung bình của nhóm nhân tố.
Trên cơ sở các kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo, và phân tích nhân tố khám phá đã hình thành mô hình nghiên cứu về các nhân tố tác động đến khả năng huy động vốn tiền gửi của BIDV Đồng Nai theo phương trình hồi quy như sau:
Huy động vốn = α + β1* Thương hiệu, uy tín + β2* Cơ sở vật chất + β3*
Dịch vụ ngân hàng đáp ứng nhu cầu khách hàng + β4* Lãi suất, sản phẩm huy động vốn + β5 * Đội ngũ nhân sự + β6* Khách quan +Ui
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Để đánh giá sự phù hợp của mô hình ta sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh thay cho hệ số xác định R2. Bởi lẽ, giá trị R2 sau khi hiệu chỉnh sẽ nhỏ hơn và phản ánh thực tế hơn hệ số xác định R2.
Bảng 2.13: Hệ số xác định
Đơn vị tính: Đơn vị Mô
hìn h
R
R bình phươn
g
R bình phương
hiệu chỉnh
Độ lệch chuẩn
Change Statistics
Durbin- Watson R bình
phươn g thay
đổi
F thay
đổi df1 df2
Sig. F thay
đổi 1 .770a .593 .582 .6945
4 .593 53.577 6 221 .000 1.865 (Nguồn: Phụ lục 7) Kết quả phân tích cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh = 0,582 tức là 58.2% sự biến thiên của nhân tố độc lập ảnh hưởng đến khả năng huy động vốn tiền gửi ngân hàng.
Bảng 2.14: Phân tích phương sai ANOVA
Đơn vị tính: Đơn vị ANOVAa
Mô hình Tổng bình
phương Df Bình phương
trung bình F Sig.
1
Regression 155.067 6 25.845 53.577 .000b
Residual 106.607 221 .482
Total 261.674 227
(Nguồn: Phụ lục 7) Sử dụng kiểm định F để kiểm định các giả thuyết về sự phù hợp của mô hình nhằm chỉ ra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Giá trị F =53.577 và mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05. Vì vậy, có thể kết luận mô hình nghiên cứu phù hợp hay có mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình.
Kiểm tra đa cộng tuyến và tự tương quan
Ngoài ra để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, cần tiến hành kiểm tra thêm về đa cộng tuyến và tự tương quan. Để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến thì căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số VIF. Kết quả phân tích hồi quy sử dụng phương pháp Enter, cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ hơn 10 và độ
chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1. Hệ số VIF nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1 nên có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Tra bảng thống kê Durbin-Watson với số mẫu quan sát bằng 228 và số biến độc lập là 06 ta có du = 1,73. Như vậy, đại lượng d nằm trong khoảng (du, 4 - du) hay trong khoảng (1.73, 2.27) thì có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau.
Kết quả kiểm định Durbin-Waston cho giá trị d (HD) = 1,865 nằm trong khoảng cho phép. Từ đó có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình biến phụ thuộc khả năng huy động vốn tiền gửi tại BIDV Đồng Nai.
Bảng 2.15: Kiểm tra đa cộng tuyến
Đơn vị tính: Đơn vị
Mô hình
Thống kê đa cộng tuyến Độ chấp
nhận của biến
Hệ số phóng đại phương sai
(VIF)
Thương hiệu, uy tín .437 2.289
Cơ sở vật chất .774 1.293
Sản phẩm, dịch vụ đáp ứng nhu cầu khách
hàng .479 2.086
Lãi suất, sản phẩm huy động vốn .475 2.104
Nhân sự .664 1.507
Khách quan .483 2.070
(Nguồn: Phụ lục 7) Như vậy mô hình hồi quy xây dựng là đảm bảo độ phù hợp, các biến độc lập có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc trong mô hình.
Kiểm định về liên hệ tuyến tính phương sai bằng nhau
Chúng ta xem xét đồ thị phân tán giữa giá trị phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa mà hồi quy cho ra để kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính và phương sai không đổi có thỏa mãn hay không.
Phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào cả. Do đó giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau của hồi quy thứ nhất không bị vi phạm.
Hình 2.1: Biểu đồ phân tán phần dư
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích...Vì vậy, tác giả quyết định tiến hành khảo sát phân phối của phần dư bằng phương pháp xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram.
Hình 2.2: Biểu đồ phân phối chuẩn của phần dư
Có thể nhận thấy, biểu đồ có dạng hình chuông. Giá trị trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev là 0,987 gần bằng 1. Như vậy có thể kết luận phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn
Giải thích mô hình
Bảng 2.16: Hệ số của mô hình hồi quy
Đơn vị tính: Đơn vị Coefficientsa
Mô hình
Phương sai chưa chuẩn
hóa
Phương sai chuẩn
hóa
T Sig.
Đo lường đa cộng tuyến
B
Độ lệch chuẩn
Beta
Độ chấp nhận của
biến Tolerance
Hệ số phóng
đại phương
sai VIF
1
Hệ số chặn .069 .206 .336 .737
Thương hiệu, uy
tín .136 .061 .144 2.224 .027 .437 2.289
Cơ sở vật chất .147 .047 .152 3.114 .002 .774 1.293 Dịch vụ ngân
hàng đáp ứng nhu cầu khách hàng
.181 .064 .175 2.830 .005 .479 2.086 Lãi suất, sản phẩm
huy động vốn .201 .060 .207 3.324 .001 .475 2.104 Nhân sự .208 .056 .196 3.721 .000 .664 1.507 Khách quan .153 .059 .160 2.588 .010 .483 2.070 (Nguồn: Phụ lục 7) Qua bảng hệ số của mô hình hồi quy, ta thấy mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc của mô hình được thể hiện trong phương trình sau:
KNHĐV=0.069 + 0.136UT +0.147VC +0.181 KH + 0.201 DV +0.208NV+0.153KQ
Theo phương trình trên cho thấy 06 nhân tố đều có tác động hiệu quả huy động vốn tiền gửi tại BIDV Đồng Nai. Trong đó, nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất là
yếu tố Đội ngũ nhân sự (NV) với (β5=0.20.8); tiếp theo là “Lãi suất, sản phẩm huy động vốn” (DV) với (β4=0.201) giải thích lần lượt 20.8% và 20.1% sự thay đổi của khả năng HĐVTG tại BIDV Đồng Nai; tiếp theo là yếu tố “Dịch vụ ngân hàng đáp ứng nhu cầu khách hàng” (KH) với (β3=0.181) giải thích 18.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc; yếu tố “Khách quan” (KQ) với (β6=0.153). Trong khi đó yếu tố
“Cơ sở vật chất” (VC) cũng có mức tác động cao đến khả năng HĐVTG với mức ý nghĩa giải thích mức ý nghĩa khá tốt (β2=0.147); “Uy tín ngân hàng” (UT) tác động yếu hơn so với 05 nhân tố còn lại với mức ý nghĩa 13.6% tương ứng với (β1=0.136). Đồng thời, kết quả phân tích cho thấy sig của 06 thành phần đều nhỏ hơn 0,05 nên có thể kết luận 06 thành phần này đều có ý nghĩa thống kê. Các nhân tố trên giải thích 58.2% ý nghĩa của mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng HĐVTG của BIDV Đồng Nai.
Với các nhân tố từ 1 đến 6 đã được mô tả giải thích ở trên, để xem xét các nhân tố của mô hình có thực sự tác động đến khả năng HĐVTG tại BIDV Đồng Nai hay không, tiến hành kiểm định cặp giả thiết sau với mức ý nghĩa 5%
Ho: các βi = 0 (Có ít nhất 1 nhân tố có tác động đến khả năng HĐVTG tại BIDV Đồng Nai)
H1: Các βi ≠ 0 (Có ít nhất 1 nhân tố không tác động khả năng HĐVTG tại BIDV Đồng Nai)
Kết quả kiểm định cho các giá trị như sau:
Bảng 2.17: Kết quả kiểm định cặp giả thiết
Đơn vị tính: Đơn vị
STT Nhân tố B Sig. Kết luận Dấu tác
động 1 Thương hiệu, uy
tín .136 .027 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 2
có tác động +
2 Cơ sở vật chất .147 .002 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 6 tác động
+ 3 Dịch vụ ngân
hàng đa dạng .181 .005 < 5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 4
có tác động +
4
Lãi suất, sản phẩm, dịch vụ huy động vốn
.201 .001 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 1
có tác động +
5 Nhân sự .208 .000 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 3
tác động +
6 Khách quan .153 .010 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 5 tác động