CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3. Kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động tiếp cận tín dụng của các hộ kinh
3.3.2. Đối với mô hình tiếp cận tín dụng phi chính thức
Dữ liệu thu thập từ khảo sát, tiến hành phân tích đánh giá hệ số Cronbach’s Alpha.
Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo tiếp cận tín dụng phi chính thức được tổng hợp trong bảng ở phụ lục. (Kết quả phân tích chi tiết xem ở phần Phụ lục)
Kết quả kiểm định cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo đều có giá trị trên mức 0,7, do đó các thang này là đảm bảo độ tin cậy. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3 được cho là đạt yêu cầu. Tuy nhiên biến quan sát HQ4: “Tín dụng tiêu dùng sẽ giúp tôi có cơ hội tăng thu nhập hoặc giải quyết các nhu cầu của mình” thì có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến là lớn hơn hệ số Cronbach’s Alpha chung (0,721 > 0,707) do đó biến này bị loại bỏ để tăng độ tin cậy cho việc phân tích EFA tiếp theo.
3.3.2.2. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi chạy EFA lần 1 thì các biến quan sát TL4,TL5 bị loại ra khỏi vì có hệ số tải nhỏ hơn 0.5 và các biến quan sát ĐK4 và TL6 cũng bị loại vì không hội tụ với các biến quan sát tương ứng với các biến độc lập. Sau khi chạy EFA lần 2 thì các biến ĐK1, ĐK2, ĐK3 bị loại ra khỏi vì có hệ số tải nhỏ 0.5.
Bảng 3.9. KMO và kiểm định Bartlett
KMO 0.894
Kiểm định Bartlett 5675.71
Sig. 0.000
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích dữ liệu Kết quả phân tích nhân tố khám phá với các biến quan sát khảo sát hộ gia đình chưa sử dụng tín dụng đen cho kết quả tốt. Đầu tiên, hệ số KMO = 0.894 >0.5 cho thấy phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Tiếp theo, kiểm định Barlett là 5675.71 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 nghĩa là có thể bác bỏ giả thuyết các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể) như vậy giả thiết về mô hình nhân tố là không phù hợp sẽ bị bác bỏ, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích là hoàn toàn thích hợp. Giá trị của tổng phương sai trích của nhân tố thứ 6 là 64.9% >50%
và hệ số hội tụ eigenvalues của nhân tố này là 1.2 >1 cho thấy các biến quan sát bắt đầu có sự hội tụ ở 6 nhân tố, các nhân tố này giải thích được 64.9% biến thiên của dữ liệu khảo sát. Do đó các nhân tố đảm bảo được khả năng đại diện cho dữ liệu khảo sát ban đầu.
Tương tự đối với biến phụ thuộc, với hệ số kiểm định KMO=0.758, Sig=0.000, phương sai trích đạt 90.43% cho thấy khả năng hội tụ và biểu diễn tốt của các biến quan sát trong thang đo.
Như vậy sau khi kiểm định độ tin cậy và giá trị, loại những thang đo không đáp ứng được nhu cầu và những thang đo còn lại được lựa chọn đã được kiểm định đều đảm bảo yêu cầu. Như vậy mô hình nghiên cứu sẽ được điều chỉnh như sau:
3.3.2.3. Phân tích nhân tố khẳng định CFA
Bảng 3.10. Tổng hợp kết quả phân tích CFA lần 1
Thang đo
Độ tin cậy tổng hợp (Composite Reliabilitiy)
Tổng phương sai trích (Average Variance Extracted )
Các chỉ tiêu
Ảnh hưởng xã hội 0.831 0.482 Chiquare/df=2.435 <3 GFI=0.905>0.9 CFI=0.942>0.9 TLI=0.932>0.9 RMSEA=0.051
Bảo mật 0.88 0.647
Ý định sử dụng 0.948 0.858
Nỗ lực kỳ vọng 0.786 0.486
Hiệu quả kỳ vọng 0.745 0.424
Hiểu biết tài chính 0.792 0.562
Tiện lợi 0.581 0.322
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích dữ liệu Sau khi đánh giá độ tin cậy của thang đo và phân tích nhân tố khám phá EFA, các nhân tố về ý định sử dụng tín dụng đen đều có tính hội tụ cao, biểu diễn tốt biến quan sát thì bước tiếp theo sẽ tiếp tục phân tích nhân tố khẳng định CFA để khẳng định giá trị, độ tin cậy và tính phân biệt của thang đo. Tác giả sử dụng phần mềm AMOS 20 để phân tính nhân tố khẳng định CFA. Muốn thấy rõ kết quả phân tích, tác giả đã tổng hợp kết quả phân tích CFA lần 1 cho thang đo.
Nhìn vào bảng trên ta thấy một số AVE của các biến độc lập nhỏ hơn 0.5 chính vì vậy chúng ta cần phải bỏ một vài biến quan sát để cải thiện chỉ số này. Cụ thể sau khi phân tích và chạy lại CFA thì tác giả kết luận loại bỏ 2 biến nhân tố độc lập là hiệu quả kỳ vọng và tiện lợi ra khỏi thang đo. Cùng với đó là 2 biến quan sát là NL1 và AH5 để cải thiện tổng phương sai trích.
Kết quả phân tích CFA lần 2 các chỉ tiêu đo lường sự phù hợp của mô hình cho thấy, giá trị Chi-quare/df= 2.201 < 3, TLI= 0.967, CFI=0.974, GFI= 0.948 đều lớn hơn 0.9, hệ số RMSEA = 0.046 <0.05, vì thế mô hình có phù hợp với thị trường.Ngoài ra tất cả các giá trị AVE > 0.5, giá trị của độ tin cậy tổng hợp > 0.7, độ tin cậy thang đo được đảm bảo, tính phân biệt được đảm bảo AVE > MSV. Hệ số P-value của các biến quan sát biểu diễn các nhân tố đều < 0.5, các biến quan sát này có khả năng biểu diễn tốt các nhân tố trong mô hình CFA.Từ đó có thể khẳng định thang đo đạt được giá trị hội tụ và tính đơn hướng. Như vậy, các thang đo nghiên cứu đối với các hộ kinh doanh cá thể tiếp cận tín dụng phi chính thức đã đảm bảo các yêu cầu phân tích.
Bảng 3.11. Tổng hợp kết quả phân tích CFA lần 2
Thang đo
Độ tin cậy tổng hợp (Composite Reliabilitiy)
Tổng phương sai trích (Average Variance Extracted )
MSV Các chỉ tiêu
Ảnh hưởng xã hội 0.831 0.524 0.441 Chiquare/df=2.201
<3
GFI=0.948>0.9 CFI=0.974>0.9 TLI=0.967>0.9 RMSEA=0.046<0.5
Bảo mật 0.88 0.647 0.135
Ý định sử dụng 0.948 0.858 0.441
Nỗ lực kỳ vọng 0.786 0.524 0.25
Hiểu biết tài chính 0.792 0.562 0.242
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích dữ liệu Hệ số tương quan giữa các thành phần với sai lệch chuẩn của các thang đo đều khác với 1 ở độ tin cậy 95%, đạt mức ý nghĩa thống kê (tất giá trị P-value đều bằng 0).
Hiểu biết tài chính, Nỗ lực kỳ vọng đều đặt giá trị phân biệt có sự tương quan giữa các thành phần của thang đo.
Bảng 3.12. Kiểm định sự tươmg quan của các biến trong mô hình tiếp cận tín dụng phi chính thức
Tương quan Ước lượng
(Estimate) SE C.R. P-
value
XAHOI <--> BAOMAT .430 .044 9.772 ***
XAHOI <--> YDINH .522 .047 11.201 ***
XAHOI <--> NOLUC .285 .034 8.271 ***
XAHOI <--> HIEUBIET .269 .039 6.928 ***
BAOMAT <--> YDINH .336 .045 7.442 ***
BAOMAT <--> NOLUC .237 .036 6.632 ***
BAOMAT <--> HIEUBIET .261 .042 6.197 ***
YDINH <--> NOLUC .184 .036 5.167 ***
YDINH <--> HIEUBIET .257 .043 5.963 ***
NOLUC <--> HIEUBIET .308 .037 8.324 ***
Nguồn : Tác giả tổng hợp phân tích dữ liệu Kết quả kiểm định sư tương quan của các thành phần thang đo ý định sử dụng trên cho thấy sau khi phân tích CFA thang đo ý định sử dụng tín dụng phi chính thức của hộ gia đình gồm có 4 biến độc lập (Nỗ lực kỳ vọng, Ảnh hưởng xã hội, Bảo mật và Hiểu biết tài chính ) với 18 biến quan sát và biến phụ thuộc (Ý định sử dụng ) với 3 biến quan sát. Kết quả CFA cho thấy thành phần của thang đo đều đạt được giá trị cấu trúc bao gồm: giá trị hội tụ, giá trị phân biệt, giá trị tương đồng có sự tương quan và đạt yêu cầu về giá trị.
3.3.2.4. Phân tích nhân mô hình cấu trúc SEM
Kiểm định mối quan hệ giữa các nhân tố trong mô hình cấu trúc
Mô hình mối quan hệ giữa các nhân tố trong mô hình cấu trúc tiếp cận tín dụng phi chính thức của hộ kinh doanh cá thể được biểu hiện thông qua bảng 3.12.
Hình 3.3. Kết quả SEM của tiếp cận tín dụng phi chính thức
Nguồn : Tác giả tổng hợp phân tích số liệu Các chỉ tiêu đo lường sự phù hợp của mô hình cho thấy, giá trị Chi-quare/df=
2.272 < 3, TLI= 0.965, CFI=0.972, GFI= 0.946 đều lớn hơn 0.9, hệ số RMSEA = 0.048
<0.05, vì thế mô hình có phù hợp với thị trường. Kết quả các giá trị P-value của các biến độc lập thì có 1 biến lớn hơn 0.05, do đó biến Bảo Mật không ảnh hưởng đến ý định sử dụng dịch vụ tín dụng đen. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của mô hình thể hiện sự ảnh hưởng lớn nhất tới “Ý định sử dụng” tín dụng đen thuộc về nhân tố Xã hội, với hệ số 0.718, tiếp theo là nhân tố “Hiểu biết tài chính “ và cuối cùng là nhân tố “Nỗ lực kỳ vọng” với hệ số -0.135.
Bảng 3.13. Mối quan hệ giữa các nhân tố trong mô hình cấu trúc ý định sử dụng tín dụng phi chính thức
Mối quan hệ
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa
P-value Các chỉ tiêu mô hình
YDINH <--- XAHOI 0.678 *** Chiquare/df=2.272
<3
GFI=0.946>0.9 CFI=0.972>0.9 TLI=0.965>0.9 RMSEA=0.048<0.5
YDINH <--- BAOMAT -0.015 0.756
YDINH <--- NOLUC -0.106 0.040
YDINH <--- HIEUBIET 0.096 0.047
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích số liệu Kiểm định độ tin cậy của mô hình với phương pháp Boostrap
Kiểm định này sẽ giúp đánh giá độ tin cậy của các ước lượng trong mô hình đánh giá thông qua kiểm định các hệ số hồi quy trong mô hình SEM có được ước lượng tốt hay không. Nghiên cứu này sử dụng phương pháp Boostrap với số lượng quan sát lặp lại là N=400. Kết quả ước lượng từ 400 quan sát được tính trung bình cùng với độ lệch như sau
Bảng 3.14: Kết quả ước lượng mô hình bằng Bootstrap với N=400
Nhân tố SE SE-SE Mean Bias SE-Bias C.R
YDINH <--- XAHOI .052 .002 .682 .004 .003 1.3
YDINH <--- BAOMAT .052 .002 -.015 .000 .003 0
YDINH <--- NOLUC .051 .002 -.110 -.004 .003 -
1.3 YDINH <--- HIEUBIET .044 .002 .096 .000 .002 0
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích số liệu Nhìn vào kết quả ước lượng mô hình ý định sử dụng bằng boostrap thì các giá trị C.R đều nằm trong khoảng từ -1.96 đến 1.96 như vậy độ lệch của các hệ số trong mô hình với 400 quan sát là rất nhỏ, mô hình vẫn có ý nghĩa với mẫu lớn. Do đó ước lượng mô hình là tin cậy được.
Bảng 3.15. Kết quả kiểm định giả thuyết trong mô hình lý thuyết
Yếu tố phụ
thuộc Giả thuyết
Hệ số ảnh hưởng
Hệ số Sig
Kết quả kiểm
định
Thứ tự ảnh hưởng
Ý định sử dụng
H: Ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng thuận chiều với ý định sử dụng tín dụng phi chính thức của hộ gia đình
0.678 *** Chấp nhận
1
H: Nỗ lực kỳ vọng có ảnh hưởng ngược chiều với ý định sử dụng tín dụng phi chính thức của hộ gia đình
-0.106 0.040 Chấp nhận
3
H: Hiểu biết tài chính có ảnh hưởng thuận chiều với ý định sử dụng tín dụng phi chính thức của hộ gia đình
0.096 0.047 Chấp nhận
2
Nguồn : Tác giả tổng hợp từ phân tích số liệu Kết quả cho thấy, các kiểm định về sự ảnh hưởng của nhân tố tới tiếp cận tín dụng của hộ gia đình được chấp nhận với độ tin cậy tốt.
Kiểm định sử ảnh hưởng của biến điều tiết trong mô hình cấu trúc ý định sử dụng Bảng 3.16: Kết quả kiểm định lần 1 về sự tác động của biến điều tiết
Chiều tác động Ước
lượng
Sai lệch chuẩn (S.E.)
Tỷ số tới hạn
(C.R) P- value Ý định sử dụng
(Y_DINH)
Giới tính_Ảnh hưởng xã hội
(GT_XAHOI) -0,192 0,018 -10,524 *** par_17 Ý định sử dụng
(Y_DINH)
Số năm_Nỗ lực kỳ vọng
(SVN_NOLUC) 0,062 0,017 3,569 *** par_18 Ý định sử dụng
(Y_DINH)
Giới tính_Hiểu biết tài chính
(GT_HB)
0,128 0,017 7,694 *** par_19
Ý định sử dụng (Y_DINH)
Số năm_Hiểu biết tài chính
(SVN_HB) -0,039 0,016 -2,354 0,019 par_20 Ý định sử dụng
(Y_DINH)
Giới tính_Nỗ lực kỳ vọng
(GT_NOLUC) 0,023 0,017 1,291 0,197 par_24 Ý định sử dụng
(Y_DINH)
Số năm_Ảnh hưởng xã hội
(SVN_XAHOI) -0,023 0,018 -1,242 0,214 par_25 Nguồn: tác giả tổng hợp phân tích dữ liệu
Kết quả kiểm định sự ảnh hưởng của biến điều tiết trong mô hình cấu trúc ý định sử dụng lần 1 được thể hiện ở bảng 3.36.
Kết quả phân tích lần thứ nhất cho thấy biến SVN_XAHOI không có mức ý nghĩa thống kê đối với “Ý định sử dụng” tín dụng đen (P-value > 0,5), các biến này được loại bỏ khỏi mô hình để tiền hành phân tích lần thứ hai và cho ra kết quả như sau:
Bảng 3.17: Kết quả kiểm định lần 2 về sự tác động của biến điều tiết
Chiều tác động Ước
lượng
Sai lệch chuẩn
(S.E.)
Tỷ số tới hạn (C.R)
P- value
Ý định sử dụng (Y_DINH)
Giới tính_Ảnh hưởng xã hội
(GT_XH) -0,183 0,018 -10,015 ***
Ý định sử dụng (Y_DINH)
Số năm_Nỗ lực kỳ vọng
(SVN_NOLUC) 0,058 0,017 3,347 ***
Ý định sử dụng (Y_DINH)
Giới tính_Hiểu biết tài chính
(GT_HB) 0,142 0,017 8,485 ***
Ý định sử dụng (Y_DINH)
Số năm_Hiểu biết tài chính
(SVN_HB) -0,055 0,016 -3,340 ***
Nguồn: tác giả tổng hợp phân tích dữ liệu
* Giới tính chủ hộ
Kết quả kiểm định cho thấy được rằng biến kiểm soát giới tính có sự tác động đến mối quan hệ giữa yếu tố Ảnh hưởng xã hội, Hiểu biết tài chính tới tiếp cận tín dụng phi chính thức (thông qua ý định sử dụng tín dụng phi chính thức của các hộ kinh doanh cá thể), với mức ý nghĩa thống kê dưới 0.5
Đối với mối quan hệ giữa Ảnh hưởng xã hội và Ý định sử dụng tín dụng phi chính thức, mối quan hệ này mạnh hơn ở chủ hộ là nữ giới so với nam giới vì hệ số ảnh hưởng của biến GT_XH tới ý định sử dụng tín dụng phi chính thức là -0.183. Từ đó có thể kết luận được giả thuyết H4b về sự ảnh hưởng của biến điều tiết giới tính tới mối quan hệ Ảnh hưởng xã hội và Ý định sử dụng được chấp nhận
Đối với mối quan hệ giữa Hiểu biết tài chính và Ý định sử dụng tín dụng phi chính thức, mối quan hệ này mạnh hơn ở chủ hộ là nam giới so với nam giới vì hệ số ảnh hưởng của biến GT_XH tới ý định sử dụng tín dụng phi chính thức là 0.142. Từ đó có thể kết luận được giả thuyết H6c về sự ảnh hưởng của biến điều tiết giới tính tới mối quan hệ Hiểu biết tài chính và Ý định sử dụng được chấp nhận
* Số năm kinh doanh
Về số năm kinh doanh thì sự tác động của biến kiểm soát này tới mối quan hệ của nhân tố Nỗ lực kỳ vọng và Hiểu biết tài chính tới Ý định sử dụng tín dụng phi chính thức, với mức ý nghĩa thống kê dưới 0,5.
Đối với mối quan hệ giữa Nỗ lực kỳ vọng và Ý định sử dụng tín dụng phi chính thức, mối quan hệ này mạnh hơn ở các hộ có ít nhất 3 năm kinh nghiệm trở nên so với các hộ khác vì hệ số ảnh hưởng của biến SVN_HB tới ý định sử dụng tín dụng phi chính thức là 0,058. Từ đó có thể kết luận được giả thuyết H2b về sự ảnh hưởng của biến điều tiết tới mối quan hệ Nỗ lực kỳ vọng và Ý định sử dụng được chấp nhận.
Đối với mối quan hệ giữa Hiểu biết tài chính và Ý định sử dụng tín dụng phi chính thức, mối quan hệ này mạnh hơn ở các hộ có ít hơn 3 năm kinh nghiệm so với các hộ khác vì hệ số ảnh hưởng của biến SVN_HB tới ý định sử dụng tín dụng phi chính thức là - 0,058. Từ đó có thể kết luận được giả thuyết H6b về sự ảnh hưởng của biến điều tiết (số năm kinh doanh) tới mối quan hệ Hiểu biết tài chính và Ý định sử dụng được chấp nhận.