Biểu đồ 3.4 Mục đích sử dụng vốn vay của khách hàng
60.00%
58.33%
50.00%
40.00%
30.00%
25.83%
20.00%
Nông nghiệp
Tiêu dùng đời sống Vay kinh doanh
10%
Khác
10.00%
5.84%
0.00%
Nông
nghiệp
Tiêu dùng
đời sống
Vay kinh
doanh
Khác
(Nguồn: khảo sát của tác giả)
Qua kết quả khảo sát về mục đích sử dụng vốn vay của khách hàng trong tổng số 120 khách hàng thì nhận thấy có 70 khách hàng sử dụng với mục đích là nông nghiệp chiếm 58,33%; 31 khách hàng sử dụng vốn với mục đích là tiêu dùng đời sống chiếm 25,83%; chiếm tỷ lệ với 10% tương ứng có 12 khách hàng sử dụng vốn để đầu tư vào kinh doanh và sử dụng vào mục đích khác là 7 người với tỷ lệ 5,84%.
3.3.2 Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha.
Bảng 3.8 Hệ số Cronbach alpha của các thành phần thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHCN.
Hệ số tương quan biến tổng | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến | Hệ số Cronbach alpha | |
Chính sách tín dụng | |||
CS1 | 0,472 | 0,483 | 0,615 |
CS2 | 0,256 | 0,632 | |
CS3 | 0,529 | 0,440 | |
CS4 | 0,340 | 0,592 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Khái Niệm Rủi Ro Từ Hoạt Động Cho Vay Khách Hàng Cá Nhân -
Sơ Đồ Cơ Cấu Tổ Chức Tại Nhno&ptnt Chi Nhánh Chợ Lách. -
Tình Hình Huy Động Vốn Của Nhno&ptnt Chi Nhánh Chợ Lách Qua 3 Năm (2013- 2015) -
Đánh Giá Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Hoạt Động Cho Vay Khcn Hiện Nay Tại Nhno&ptnt Chi Nhánh Chợ Lách. -
Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn chi nhánh Chợ Lách - 9 -
Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn chi nhánh Chợ Lách - 10
Xem toàn bộ 88 trang tài liệu này.
CB1 | 0,550 | 0,490 | 0,641 |
CB2 | 0,537 | 0,492 | |
CB3 | 0,667 | 0,391 | |
CB4 | 0,075 | 0,827 | |
Cơ sở vật chất | |||
VC1 | 0,402 | 0,784 | 0,755 |
VC2 | 0,587 | 0,689 | |
VC3 | 0,607 | 0,676 | |
VC4 | 0,672 | 0,626 | |
Sản phẩn tín dụng | |||
SP1 | 0,500 | 0,781 | 0,787 |
SP2 | 0,673 | 0,693 | |
SP3 | 0,568 | 0,750 | |
SP4 | 0,650 | 0,710 | |
Nhân tố từ phía khách hàng | |||
KH1 | 0,513 | 0,589 | 0,684 |
KH2 | 0,617 | 0,522 | |
KH3 | 0,557 | 0,566 | |
KH4 | 0,247 | 0,776 | |
Cán bộ tín dụng
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Thang đo thành phần Chính sách tín dụng gồm 4 biến quan sát là CS1, CS2, CS3, CS4 có hệ số Cronbach alpha là 0,615. Hệ số tương quan biến tổng của biến CS2 là 0,256 nhỏ hơn tiêu chuẩn cho phép là 0,3. Khi loại biến CS2 thì hệ số Cronbach alpha tăng từ 0,615 lên 0,632. Vì vậy biến CS2 sẽ bị loại trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo thành phần Cán bộ tín dụng gồm 4 biến quan sát là CB1, CB2, CB3, CB4 có hệ số Cronbach alpha là 0,641. Hệ số tương quan biến tổng của biến CB4 là
0,075 nhỏ hơn tiêu chuẩn cho phép là 0,3. Khi loại biến CB4 thì hệ số Cronbach alpha tăng từ 0,641 lên 0,827. Vì vậy biến CB4 sẽ bị loại trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo thành phần Cơ sở vật chất gồm 4 biến quan sát là VC1, VC2, VC3, VC4 có hệ số Cronbach alpha là 0,755. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều cao. Nhỏ nhất là 0,402 (VC1). Nên các biến này sẽ được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo thành phần Sản phẩm tín dụng gồm 4 biến quan sát là SP1, SP2, SP3, SP4 có hệ số Cronbach alpha là 0,787. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều cao. Nhỏ nhất là 0,5 (SP1). Nên các biến này sẽ được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo thành phần Nhân tố từ phía khách hàng gồm 4 biến quan sát là KH1, KH2, KH3, KH4 có hệ số Cronbach alpha là 0,684. Hệ số tương quan biến tổng của biến KH4 là 0,247 nhỏ hơn tiêu chuẩn là 0,3. Khi loại biến KH4 thì hệ số Cronbach alpha tăng từ 0,684 lên 0,776. Vì vậy biến KH4 sẽ bị loại trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 3.9 Hệ số Cronbach alpha của thành phần thang đo hoạt động cho
vay KHCN.
Hệ số tương quan biến tổng | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến | Hệ số Cronbach alpha | |
Hoạt động cho vay khách hàng cá nhân | |||
CV1 | 0,658 | 0,756 | 0,816 |
CV2 | 0,633 | 0,782 | |
CV3 | 0,712 | 0,700 | |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Thang đo hoạt động cho vay KHCN gồm 3 biến quan sát là CV1, CV2, CV3 có hệ số Cronbach alpha là 0,816. Hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều cao. Nhỏ nhất là 0,633 (CV2). Nên các biến này sẽ được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
3.3.3 Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA).
Thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHCN:
Thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHCN gồm 5 thành phần được đo lường bằng 20 biến quan sát. Sau khi kiểm tra mức độ tin cậy bằng Cronbach alpha loại 3 biến quan sát là CS2, CB4 và KH4, còn lại 17 biến quan sát đảm bảo độ tin cậy. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để đánh giá lại mức độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần.
Đặt giả thuyết:
H0: Không có mối tương quan giữa các biến quan sát trong phạm vi tổng thể. H1: Có mối tương quan giữa các biến quan sát trong phạm vi tổng thể.
Bảng 3.10 Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) các biến độc lập
Giá trị chạy bằng | So sánh | |
Hệ số KMO | 0,746 | 0,5 < 0,746 < 1 |
Giá trị sig trong kiểm định Bartlett | 0,000 | 0,000 < 0,05 |
Phương sai trích | 67,672% | 67,672% > 50% |
Giá trị eigenvalue | 1,224 | 1,224 > 1 |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy:
Mức ý nghĩa = 0,000 < 0,05 bác bỏ H0, chấp nhận H1. Vậy có mối tương quan giữa các biến quan sát với nhau xét trong phạm vi tổng thể.
Hệ số KMO = 0,5 < 0,746 < 1 chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp.
Với giá trị Eigenvalue là 1,224 > 1; 17 biến quan sát được nhóm lại thành 5 nhân tố (xem phụ lục 3).
Tổng phương sai trích là 67,672% > 50% , điều này chứng tỏ 67,672% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 5 nhân tố được tạo ra.
=> Như vậy sau khi tiến hành thực hiện phân tích nhân tố, 17 biến quan sát được gom thành 5 nhân tố. Bảng phân nhóm và đặt tên nhóm cho 5 nhân tố được thể hiện như sau:
Bảng 3.11 Bảng phân nhóm và đặt tên nhóm cho các nhân tố
Biến quan sát | Chỉ tiêu | Tên nhóm | |
X1 | CS1 | Thủ tục vay vốn đơn giản | Chính sách tín dụng |
CS3 | Hạn mức cho vay đáp ứng nhu cầu của khách hàng | ||
CS4 | Thời gian xét duyệt khoản vay nhanh | ||
X2 | CB1 | CBTD có trình độ nghiệp vụ chuyên môn cao | Cán bộ tín dụng |
CB2 | Phong cách phục vụ của CBTD chuyên nghiệp | ||
CB3 | CBTD có thái độ lịch sự, nhã nhặn với khách hàng | ||
X3 | VC1 | Vị trí ngân hàng và các phòng ban thuận tiện cho việc giao dịch của khách hàng | Cơ sở vật chất |
VC2 | Hệ thống công nghệ ngân hàng hiện đại | ||
VC3 | Không gian giao dịch thoải mái, tiện nghi | ||
VC4 | Cơ sở vật chất ngân hàng khang trang, hiện đại | ||
X4 | SP1 | Sản phẩm tín dụng phong phú, đa dạng | Sản phẩn tín dụng |
SP2 | Sản phẩm tín dụng phù hợp với nhu cầu của khách hàng | ||
SP3 | Sản phẩm tín dụng có tính cạnh tranh so với các sản phẩm cùng loại của các ngân hàng khác | ||
SP4 | Sản phẩm tín dụng ngày càng phát triển | ||
X5 | KH1 | Khách hàng chưa từng gia hạn nợ cho khoản vay tại ngân hàng | Nhân tố từ phía khách hàng |
KH2 | Khách hàng chưa từng có lịch sử nợ quá hạn | ||
KH3 | Khách hàng sử dụng vốn vay hiệu quả |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Thang đo hoạt động cho vay KHCN:
Thang đo hoạt động cho vay KHCN gồm 3 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy khi kiểm tra bằng Cronbach alpha. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát.
Bảng 3.12 Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) của biến phụ thuộc
Giá trị chạy bằng | So sánh | |
Hệ số KMO | 0,706 | 0,5 < 0,706 < 1 |
Giá trị sig trong kiểm định Bartlett | 0,000 | 0,000 < 0,05 |
Phương sai trích | 73,110% | 73,110% > 50% |
Giá trị eigenvalue | 2,193 | 2,193 > 1 |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Phân tích nhân tố khám phá tiếp theo cho thấy hệ số KMO bằng 0,706 thỏa điều kiện, phân tích nhân tố khám phá là thích hợp cho dữ liệu thực tế;
Kiểm định Bartlett có Sig bằng 0,000; do đó các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện và 73,110% sự thay đổi của nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát.
3.3.4 Phân tích tương quan
Qua kết quả phân tích tương quan ta nhận thấy biến phụ thuộc Y có tương quan thuận với các biến X1, X2, X3, X4, X5 vì hệ số tương quan đều lớn hơn 0,3, biến tương quan mạnh nhất với biến Y là biến X4 (R = 0,604); biến tương quan yếu nhất là biến X1 (R = 0,349) (xem phụ lục 4).
Với giá trị sig bằng 0,000 < 0,05, có thể khẳng định rằng giá trị này đủ điều kiện để tiến hành chạy các bước phân tích hồi quy tiếp theo (xem phụ lục 4).
3.3.5 Kết quả phân tích hồi quy đa biến.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội có dạng:
Y = β0 + β1 X1 + β2 X2 + β3 X3 + β4 X4 + β5 X5
Với:
Y: Hoạt động cho vay KHCN.
X1 : Chính sách tín dụng. X2 : Cán bộ tín dụng.
X3 : Cơ sở vật chất.
X4 : Sản phẩm tín dụng.
X5 : Nhân tố từ phía khách hàng.
Kiểm định mức độ giải thích của mô hình:
Sau khi chạy hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter), ta có hệ số R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) = 0,571 điều này có nghĩa là 57,1% sự biến thiên của hoạt động cho vay KHCN là do các nhân tố độc lập trong mô hình tác động vào. (xem phụ lục 5).
Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình:
Qua kết quả phân tích, trị thống kê F được tính từ giá trị R square của mô hình với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ = 0,000 ( < 0,05) cho thấy kiểm định F có ý nghĩa thống kê, nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. (xem phụ lục 5).
Hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10, do đó không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (bảng 3.6).
Ý nghĩa các hệ số hồi quy trong mô hình:
Bảng 3.13 Hệ số hồi quy trong mô hình
Hệ số beta | Mức ý nghĩa | VIF | |
X1 | 0,151 | 0,021 | 1,158 |
X2 | 0,194 | 0,007 | 1,409 |
X3 | 0,089 | 0,216 | 1,435 |
X4 | 0,393 | 0,000 | 1,412 |
X5 | 0,350 | 0,000 | 1,044 |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Thông qua các kiểm định trên, theo đó có 4 nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động cho vay KHCN tại Agribank Chợ Lách là “chính sách tín dụng”, “cán bộ tín dụng”,
“sản phẩm tín dụng”, “nhân tố từ phía khách hàng” được thể hiện theo phương trình hồi quy tuyến tính sau:
Y = -0,932 + 0,151 X1 + 0,194 X2 + 0,393 X4 + 0,350 X5
Khi yếu tố “chính sách tín dụng” tăng lên một đơn vị, các yếu tố còn lại không thay đổi thì hoạt động cho vay KHCN sẽ tăng lên 0,151 đơn vị.
Khi yếu tố “cán bộ tín dụng” tăng lên một đơn vị, các yếu tố còn lại không thay đổi thì hoạt động cho vay KHCN sẽ tăng lên 0,194 đơn vị.
Khi yếu tố “sản phẩm tín dụng” tăng lên một đơn vị, các yếu tố còn lại không thay đổi thì hoạt động cho vay KHCN sẽ tăng lên 0,393 đơn vị.
Khi yếu tố “nhân tố từ phía khách hàng” tăng lên một đơn vị, các yếu tố còn lại không thay đổi thì hoạt động cho vay KHCN sẽ tăng lên 0,350 đơn vị.
Qua kết quả giá trị hồi quy chuẩn hoá (Standardized Coefficients Beta) cho ta biết tầm quan trọng của từng biến độc lập với biến phụ thuộc. Giá trị beta cho biết mức độ ảnh hưởng giữa 4 biến độc lập và biến phụ thuộc. Cụ thể được thể hiện như sau:
Bảng 3.14 Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố trong mô hình hồi quy
Giá trị tuyệt đối | Chiếm tỷ lệ (%) | |
Chính sách tín dụng | 0,151 | 13,88% |
Cán bộ tín dụng | 0,194 | 17,83% |
Sản phẩm tín dụng | 0,393 | 36,12% |
Nhân tố từ phía khách hàng | 0,350 | 32,17% |
Tổng số | 1,088 | 100% |
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp năm, 2016)
Nhìn vào bảng 3.7, hoạt động cho vay KHCN tại NHNo&PTNT chi nhánh Chợ Lách chịu ảnh hưởng nhiều nhất từ nhân tố “sản phẩm tín dụng” với hệ số beta là 0,393; thứ hai là nhân tố “nhân tố từ phía khách hàng” với hệ số beta là 0,350; thứ 3 là nhân tố “cán bộ tín dụng” với hệ số beta là 0,194 và chịu ảnh hưởng thấp nhất là nhân tố “chính sách tín dụng” với hệ số beta là 0,151.