Bảng 3.8: Kết quả EFA các thang đo thành phần
Nhân tố | |||||
1(TUCHOI) | 2(CHATLUONG) | 3(KHOKHAN) | 4(TIEPTUC) | 5(GIACA) | |
TUCHOI2 | .792 | ||||
TUCHOI1 | .747 | ||||
TUCHOI3 | .733 | ||||
TUCHOI5 | .725 | ||||
TUCHOI6 | .678 | ||||
TUCHOI4 | .664 | ||||
TIEPTUC4 | .518 | ||||
CHATLUONG2 | .812 | ||||
CHATLUONG6 | .768 | ||||
CHATLUONG1 | .746 | ||||
CHATLUONG3 | .743 | ||||
CHATLUONG5 | .742 | ||||
CHATLUONG4 | .686 | ||||
KHOKHAN1 | .754 | ||||
KHOKHAN5 | .724 | ||||
KHOKHAN3 | .619 | ||||
KHOKHAN4 | .597 | ||||
KHOKHAN2 | .474 | ||||
TIEPTUC1 | .770 | ||||
TIEPTUC2 | .763 | ||||
TIEPTUC3 | .692 | ||||
TIEPTUC5 | .504 | ||||
GIACA2 | .814 | ||||
GIACA3 | .679 | ||||
GIACA1 | .579 | ||||
Eigenvalue | 9.190 | 2.103 | 1.749 | 1.377 | 1.147 |
Phương sai trích(%) | 17.625 | 16.319 | 11.171 | 10.007 | 7.142 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tình Hình Dư Nợ Tín Dụng Của Các Nhtm Trên Địa Bàn Tp.hcm -
Thang Đo Từ Chối Cấp Tín Dụng -
Thang Đo Thành Phần Khó Khăn Khi Giao Dịch Tín Dụng -
Phân Tích Tác Động Của Các Nhân Tố Đối Với Mở Rộng Tín Dụng -
Giải Pháp Mở Rộng Tín Dụng Đối Với Các Dnnvv Của Các Nhtm Trên Địa Bàn Tp. Hcm -
Hoạch Định Kế Hoạch Kinh Doanh Cả Trong Ngắn Hạn Lẫn Dài Hạn
Xem toàn bộ 161 trang tài liệu này.
Nhân tố | |||||
Cronbach Alpha | 0.730 | 0.891 | 0.800 | 0.734 | 0.698 |
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 6)
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định Cronbach Alpha các thang đo (lần 2)
Thang đo | Số biến quan sát | Cronbac h Alpha | Hệ số tương quan biến – tổng nhỏ nhất | |
1 | Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) | 7 | 0.730 | 0.546 |
2 | Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) | 4 | 0.734 | 0.422 |
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 5)
3.4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với các thang đo mở rộng tín dụng
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy hệ số KMO = 0.694 nên EFA phù hợp với dữ liệu; thống kê ChiSquare của kiểm định Bartlett đạt giá trị
231.636 với mức ý nghĩa 0.000, phương sai trích được
tại
68,795% >50% giải
thích cho 68,795% biến thiên của dữ liệu; hệ số Eigenvalue = 2.064. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được (xem phụ lục 6).
Các kết quả thu được từ độ tin cậy Cronbach Alpha ở trên và phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy.
Bảng 3.10: Tóm tắt kết quả kiểm định thang đo
Số biến quan sát | Cronbach Alpha | Phương sai trích (%) | Đánh giá | |
Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) | 7 | 0.730 | 62.264 | Đạt yêu |
Tiếp tục cấp tín dụng | 4 | 0.734 |
cầu | |||
Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) | 5 | 0.800 | |
Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) | 6 | 0.891 | |
Giá cả tín dụng (GIACA) | 3 | 0.698 | |
Mở rộng tín dụng (MORONG) | 3 | 0.773 | 68.795 |
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 4, 5, 6)
3.4.3. Điều chỉnh mô hình nghiên cứu
Sau khi phân tích nhân tố khám phá, các thang đo đo lường được mã hóa lại như sau:
Bảng 3.11: Mã hóa lại các thang đo
Thành phần | Các biến quan sát | |
1 | Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) | TUCHOI1, TUCHOI2, TUCHOI3, TUCHOI4, TUCHOI5, TUCHOI6, TIEPTUC4 |
2 | Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) | TIEPTUC1, TIEPTUC2, TIEPTUC3, TIEPTUC5 |
3 | Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) | KHOKHAN1, KHOKHAN2, KHOKHAN3, KHOKHAN4, KHOKHAN5 |
4 | Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) | CHATLUONG1, CHATLUONG2, CHATLUONG3, CHATLUONG4, CHATLUONG5, CHATLUONG6 |
5 | Giá cả tín dụng (GIACA) | GIACA1, GIACA2, GIACA3 |
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 6)
Mô hình nghiên cứu có được từ kết quả EFA bao gồm 05 biến độc lập: (1) Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) được đo lường bằng 7 biến quan sát; (2) Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC) được đo lường bằng 4 biến quan sát; (3) Khó khăn khi giao dịch tín dụng (KHOKHAN) được đo lường bằng 5 biến quan sát; (4) Chất lượng
dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) được đo lường bằng 6 biến quan sát; (5) Giá cả tín dụng (GIACA) được đo lường bằng 3 biến quan sát.
Mở rộng tín dụng
(MORONG)
Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI) | |
Tiếp tục cấp tín H2 (+) | |
H1 ()
dụng (TIEPTUC)
H3 () |
Chất lượng dịch vụ tín dụng
(CHATLUONG)
H4 (+)
H5 () | |
Giá cả tín dụng (GIACA) | |
Nguồn: Kết quả khảo sát
Hình 3.1: Mô hình nghiên cứu từ kết quả EFA
3.5. Kiểm định các giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) và các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp phân tích hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là phương pháp Enter đưa vào lần lượt.
Hồi quy đa biến nhằm xác định vai trò quan trọng của từng nhân tố trong việc đánh giá mối liên hệ của chúng đối với khả năng mở rộng tín dụng.
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R
Square. Hệ
số R2 đã được chứng minh là hàm không giảm theo số
biến độc lập
được đưa vào mô hình, tuy nhiên không phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R Square đã điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình vì nó không thổi phồng quá mức phù hợp. Ngoài ra, cần kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin – Watson < 3) và không có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (1< VIF < 2.5). Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố. Beta càng cao thì mức độ tác động của biến vào đối tượng càng lớn (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R2 là 0.500 và R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) là 0.491, nghĩa là mô hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến tỷ lệ 49,1% (hay mô hình đã giải thích được 49,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc mở rộng tín dụng). Trị số thống kê F đạt giá trị 56.690 được tính từ giá trị RSquare của mô hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Giá trị Sig. của các nhân tố đã chỉ ra rằng có 04 nhân tố trong số 05 nhân tố là có tác động đáng kể (có ý nghĩa thống kê) đối với mở rộng tín dụng. Bốn nhân tố đó gồm: từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng với các hệ số chuẩn hóa nằm trong khoảng từ 0.164 đến 0.398. Thông qua giá trị R2, 49.1% của việc mở rộng tín dụng có thể được giải thích bởi 05 biến độc lập (hệ số Durbin – Watson thỏa mãn: 1 < 2.010 < 3; và các giá trị VIF < 2.5) (xem
phụ lục 7). Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 3.12: Thông số của các biến trong phương trình hồi quy
Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | VIF | ||
B | Std. Error | Beta | |||||
1 | (Hằng số) | 2.683 | .369 | 7.278 | .000 | ||
TUCHOI | .193 | .065 | .163 | 2.953 | .003 | 1.722 | |
TIEPTUC | .137 | .049 | .137 | 2.786 | .006 | 1.373 | |
KHOKHAN | .050 | .057 | .051 | .873 | .383 | 1.922 | |
CHATLUONG | .345 | .046 | .398 | 7.491 | .000 | 1.604 | |
GIACA | .155 | .048 | .164 | 3.253 | .001 | 1.449 | |
a. Biến phụ thuộc: MORONG | |||||||
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Bảng trên cho thấy có 2 nhân tố có tác động thuận chiều (hệ số Beta dương) và 2 nhân tố có tác động nghịch chiều (Beta âm) đến mở rộng tín dụng. Riêng nhân tố còn lại (KHOKHAN) có mức ý nghĩa Sig = 0.383 > 0.05 nên không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, đồ thị phần dư có dạng phân phối chuẩn (có giá trị trung bình bằng 0) cho thấy khả năng an toàn khi bác bỏ các giả thuyết H0. Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng có sự tác động của các nhân tố đối với biến phụ thuộc là mở rộng tín dụng. Phương trình hồi quy đối với các biến có hệ số chuẩn hóa Beta có dạng như sau:
Y = 0.163X1 + 0.137X2 + 0.398X3 0.164X4
Trong đó, Y : Mở rộng tín dụng (MORONG) X1 : Từ chối cấp tín dụng (TUCHOI)
X2 : Tiếp tục cấp tín dụng (TIEPTUC)
X3 : Chất lượng dịch vụ tín dụng (CHATLUONG) X4 : Giá cả tín dụng (GIACA)
Các hệ số hồi quy chuẩn và giá trị Sig thu được từ mô hình được sử dụng để kiểm định các giả thuyết thống kê. Bảng trình bày dưới đây sẽ giải thích chi tiết về kết quả kiểm định của từng giả thuyết trong số 05 giả thuyết được nêu:
Bảng 3.13: Các hệ số hồi quy
Quan hệ | Hệ số chuẩn hóa Beta | Sig. | Kiểm định giả thuyết | |
H1 | TUCHOI MORONG () | 0.163 | 0.003 | Chấp nhận |
H2 | TIEPTUC MORONG (+) | 0.137 | 0.006 | Chấp nhận |
H3 | KHOKHAN MORONG () | 0.051 | 0.383 | Bác bỏ |
H4 | CHATLUONG MORONG (+) | 0.398 | 0.000 | Chấp nhận |
H5 | GIACA MORONG () | 0.164 | 0.001 | Chấp nhận |
Nguồn: Kết quả khảo sát (xem phụ lục 7)
Giả thuyết H1: Nhân tố từ chối cấp tín dụng có tác động âm với mở rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng đối với mở rộng
tín dụng là 0.163 (sig. = 0.003 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố từ chối cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2: Nhân tố tiếp tục cấp tín dụng có tác động dương với mở rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.137 (sig. = 0.006 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ thuận với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3: Nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng có tác động âm với mở rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.051 (sig. = 0.383 >0.05). Điều này cho thấy tại độ tin cậy α = 95%, nhân tố khó khăn khi giao dịch tín dụng không có ý nghĩa trong việc giải thích cho mức độ mở rộng tín dụng. Do đó, giả thuyết H3 bị bác bỏ.
Giả thuyết H4: Nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động dương với mở rộng tín dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.398 (sig. = 0.000 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng tỷ lệ thuận với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả
thuyết H5: Nhân tố giá cả
tín dụng có tác động âm với mở
rộng tín
dụng. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng đối với mở rộng tín dụng là 0.164 (sig. = 0.001 <0.05). Điều này cho thấy nhân tố giá cả tín dụng tỷ lệ nghịch với mở rộng tín dụng tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H5 được chấp nhận.