* Kết quả thang đo các yếu tố tác động (biến độc lập) đến mở rộng TDNH đối với CD CCKT thành phố Hồ Chí Minh
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .778 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 3430.954 |
Df | 210 | |
Sig. | .000 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Vốn Huy Động, Dư Nợ Cho Vay Đối Với Tăng Trưởng Gdp -
Kết Quả Nghiên Cứu Sơ Bộ Định Tính Và Điều Chỉnh Thang Đo -
Tổng Hợp Độ Tin Cậy Cronbach Alpha Của Các Thang Đo Tín Dụng Ngân Hàng Với Cd Cckt -
Đánh Giá Thực Trạng Hoạt Động Mở Rộng Tín Dụng Ngân Hàng Với Chuyển Dịch Cơ Cấu Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh -
Những Nguyên Nhân Của Nên Tồn Tại Hạn Chế -
Định Hướng Tín Dụng Ngân Hàng Đối Với Chuyển Dịch Cơ Cấu Kinh Tế Tp. Hồ Chí Minh Đến Năm 2025
Xem toàn bộ 206 trang tài liệu này.
Bảng 3.26: Kết quả kiểm định KMO và Barlett: KMO and Bartlett's Test
Nguồn: SPSS20
Hệ số KMO là 0.778 > 0.5 thể hiện phân tích yếu tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Với ý nghĩa sig là 0.000 < 0.05 điều này cho thấy dữ liệu nghiên cứu là hoàn toàn thích hợp.
Tiếp theo, thực hiện phương pháp phân tích nhân tố chính (Principal component analysis) với giá trị trích Eigenvalue lớn hơn 1 như trên nêu.
Bảng 3.27. Kết quả ma trận xoay Rotated Component Matrixa
Component | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
CSNN2 | .881 | |||||
CSNN1 | .870 | |||||
CSNN4 | .820 | |||||
CSNN3 | .801 | |||||
NLTD1 | .822 | |||||
NLTD4 | .818 | |||||
NLTD3 | .761 | |||||
NLTD2 | .749 | |||||
TTTD1 | .838 | |||||
TTTD2 | .831 | |||||
TTTD3 | .810 | |||||
TTTD4 | .756 | |||||
NLKH1 | .864 | |||||
NLKH3 | .823 | |||||
NLKH2 | .817 | |||||
QTCV3 | .860 | |||||
QTCV4 | .844 | |||||
QTCV2 | .708 | |||||
PTCV1 | .857 | |||||
PTCV3 | .839 | |||||
PTCV2 | .713 |
1.325 | |
Phương sai trích | 71.495 |
Nguồn: SPSS20 |
Phân tích yếu tố khám phá EFA với 21 biến quan sát thuộc 6 thành phần của thang đo đối với mở rộng TDNH với CD CCKT, có hệ số KMO là 0,778; hệ số Eigenvalues là 1.325; kiểm định Bartlett’s test Sig 0.00 < 0.05 có ý nghĩa thống kê. Qua bảng Total
Variance Explained) cho thấy tổng phương sai trích 71,495 % > 50% như vậy nghiên cứu phù hợp. Đồng thời hệ số Eigenvalues các nhân tố > 1 được xếp thành 1 nhân tố (từ 1 đến 6 – từ 1.325 đến 4.626). Các nhân tố còn lại < 1 không được xếp thành 1 nhân tố.
Do vậy, 6 nhân tố được giữ lại trong mô hình phân tích. Sự khác biệt hệ số tải yếu tố giữa các yếu tố của các biến quan sát đều> 0.3. Do đó, 21 biến quan sát được giữ lại là phù hợp với nghiên cứu. Hệ số của các biến quan sát đều > 0.5. Các yếu tố trích ra đều đạt yêu cầu về giá trị (> 0.6). Như vậy, kết quả phân tích yếu tố cho thấy, có 21 biếnquan sát được giữ lại cho nghiên cứu tiếp theo.
* Kết quả thang đo yếu tố mở rộng TDNH với CD CCKT – biến phụ thuộc Bảng 3.28: KMO and Bartlett's Test KMO and Bartlett's Test
.755 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 427.362 |
Df | 6 | |
Sig. | .000 |
Nguồn: SPSS20
Qua bảng 3.26 cho thấy, kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc (Mở rộng tín dụng ngân hàng với CD CCKT thành phố HCM, cho thấy:
Các hệ số tải yếu tố của 4 biến quan sát đều đạt trên 0.5.
Hệ số KMO= 0.755 > 0.5 phân tích yếu tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Phương sai trích đạt 61, 593% với mức ý nghĩa kiểm định Barlett’s test làSig.= 0.000.
Như vậy, 4 biến quan sát của thang đo mở rộng TDNH đối với CD CCKT thành phố Hồ Chí Minh được nhóm thành 1 yếu tố (phụ thuộc). Không có biến quan sát nào bị loại và EFA là phù hợp.
3.4.4.4. Điều chỉnh mô hình và các giả thuyết nghiên cứu
Sau khi đánh giá sơ bộ thang đo về các yếu tố tác động đối với CD CCKT thành phố Hồ Chí Minh, với tổng số 27 biến quan sát ban đầu, trong đó 23 biến quan sát của 6 biến đo lường thành phần bị loại còn được sẽ sử dụng trong mô hình nghiên cứu ban đầu. Thông qua kiểm định Cronbach’s Alpha, EFA, tổng số biến quan sát còn lại là 25 (do 2 biến quan sát của nhóm biến độc lập bị loại), trong đó số biến quan sát của biến độc lập
còn lại là 21 và 4 biến quan sát của biến phụ thuộc giữ nguyên được điều chỉnh cụ thể trong bảng dưới đây.
Bảng 3.29: Tổng hợp các thang đo tác động TDNH với CD CCKT TP. HCM
Câu hỏi của các biến quan sát | Ký hiệu | |
1. Tiêu chí đánh giá năng lực hoạt động của TCTD | NLTD | |
1 | Quản trị điều hành | NLTD1 |
2 | Vốn | NLTD2 |
3 | Sản phẩm TD | NLTD3 |
4 | Trình độ công nghệ | NLTD4 |
2. Tiêu chí đánh giá năng lực khách hàng vay vốn | NLKH | |
5 | Vốn tự có | NLKH1 |
6 | Trình độ quản trị điều hành | NLKH2 |
7 | Qui mô sản xuất kinh doanh | NLKH3 |
3. Tiêu chí đánh giá chính sách nhà nước | CSNN | |
8 | Chính sách chuyển DCCCKT | CSNN1 |
9 | Chính sách ưu đãi tín dụng | CSNN2 |
10 | Chính sách lãi suất tín dụng | CSNN3 |
11 | Chính sách ưu đãi của nhà nước | CSNN4 |
4. Tiêu chí đánh giá qui trình cho vay | QTCV | |
12 | Kỳ hạn vay vốn | QTCV2 |
13 | Thời gian duyệt khoản vay | QTCV3 |
14 | Thời gian giao dịch | QTCV4 |
5. Tiêu chí đánh giá thông tin tín dụng | TTTD | |
15 | Kênh thông tin chính thức chưa hiệu quả | TTTD1 |
16 | Sử dụng vốn TD sai mục đích | TTTD2 |
17 | Thông tin không trung thực | TTTD3 |
18 | Chưa hiểu đầy đủ SPTD | TTTD4 |
6 Tiêu chí đánh giá phương thức cho vay | PTCV | |
19 | Cho vay trực tiếp | PTCV1 |
20 | Cho vay qua tổ nhóm | PTCV2 |
Cho vay bảo lãnh | PHTC3 | |
7. Mở rộng TDNH với CCKT (Biến phụ thuộc) TDCCKT | ||
22 | Hệ thống TCTD đủ điều kiện để cung ứng vốn cho chuyển dịch CCKT | TDCCKT1 |
23 | Hoạt động của các TCTD đang phát triển an toàn, mạnh mẽ | TDCCKT2 |
24 | Các hoạt động của TCTD tập trung đảm bảo vốn cho chuyển dịch cơ cấu kinh tế | TDCCKT3 |
25 | Tin tưởng hoạt động của TCTD sẽ phát triển tốt hơn trong tương lai | TDCCKT4 |
Nguồn: Do tác giả tổng hợp
So với mô hình nghiên cứu đề xuất ban đầu gồm 6 biến thành phần đo lường không thay đổi. Tuy nhiên, 6 biến thành phần này được kiểm định lại bằng việc điều chỉnh thang đo sau khi đã loại đi một số biến quan sát không có ý nghĩa và đo lường cùng một lúc nhiều thành phần. Mô hình nghiên cứu của đề tài sau khi điều chỉnh, bao gồm 6 thành phần (6 nhóm yếu tố độc lập) và một biến phụ thuộc (Mở rộng TDNH với CD CCKT) với tổng số 25 biến quan sát như bảng 3.28 nêu trên.
Mô hình nghiên cứu không thay đổi nên các giả thuyết vẫn giữ nguyên 6 giả thuyết (D1, D2, D3, D4, D5, D6).
3.4.4.4. Phân tích hồi qui
Các yếu tố hình thành từ quá trình phân tích gồm: “Tiêu chí đánh giá năng lực tổ chức tín dụng; Tiêu chí đánh giá năng lực khách hàng; Tiêu chí đánh giá chính sách nhà nước; Tiêu chí đánh giá qui trình cho vay; Tiêu chí đánh giá phương thức cho vay và Tiêu chí đánh giá thông tin tín dụng” được kiểm định là phù hợp và được đưa vào mô hình để phân tích. Phân tích tương quan sẽ được thực hiện để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào phương trình hồi quy, kết quả phân tích hồi quy dùng để kiểm định các giả thuyết [phụ lục 6].
Do các yếu tố tác động đến mở rộng TDNH với CD CCKT thành phố HCM có tương quan tuyến tính, từ đó xác lập mô hình nghiên cứu sau:
TDCCKT = β0 + β1*X1 + β2*X2 + β3*X3 + β4*X4 + β5*X5 +β6*X6
Trong đó: TDCCKT: TDNH với CD CCKT thành phố HCM.
X1: Năng lực hoạt động của TCTD; X2: Năng lực khách hàng vay vốn; X3: Chính sách nhà nước; X4: Qui trình cho vay; X5: Thông tin tín dụng; X6: Phương thức cho vay.
β0: hệ số hồi quy, βi: trọng số hồi quy.
Sau khi tiến hành mã hóa biến đo lường, luận án tiến hành phân tích mối tương quan giữa các biến này trên phần mềm SPSS 20.
+ Phân tích tương quan pearson
Sau khi tiến hành mã hóa biến đo lường, tác giả tiến hành phân tích mối tương quan giữa các biến này trên phần mềm SPSS 20. Tác giả đưa các biến TDCCKT, NLTD, NLKH, CSNN, QTCV, TTTD, PTCV vào phần mềm SPSS 20 phân tích và cho kết quả như sau:
Bảng 3.30: Hệ số tương quan Correlations
TDCC KT | NLT D | QTCV | NLKH | PTCV | TTT D | CSN N | ||
TDCCKT | Pearson Correlation | 1 | ||||||
N | 360 | |||||||
NLTD | Pearson Correlation | .791** | 1 | |||||
N | 360 | 360 | ||||||
QTCV | Pearson Correlation | .385** | .313* * | 1 | ||||
N | 360 | 360 | 360 | |||||
NLKH | Pearson Correlation | .404** | .228* * | .351** | 1 | |||
N | 360 | 360 | 360 | 360 | ||||
PTCV | Pearson Correlation | .493** | .340* * | .107* | .206** | 1 | ||
N | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 | |||
TTTD | Pearson Correlation | .350** | .250* * | .063 | .093 | .244** | 1 | |
N | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 | ||
CSNN | Pearson Correlation | .248** | .154* * | .008 | .037 | .058 | -.041 | 1 |
N | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 | 360 |
Nguồn: SPSS20
Qua bảng 3.29 cho thấy có mối tương quan giữa từng biến độc lập (NLPV, HH, DU, DC, TC) với biến phụ thuộc (TD CCKT) và giữa các biến độc lập với nhau.
Do đó, ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc (TDNH với CD CCKT).
3.4.4.5. Phân tích sự phù hợp của mô hình
Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp Enter với 6 biến độc lập bao gồm NLTD, NLKH, CSNN, PTCV, QTCV, TTTD và biến phụ thuộc (TDCCKT). Các biến được đưa vào cùng một lúc để xem biến nào được chấp nhận.
Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Model | R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate |
1 | .873a | .763 | .758 | .36368 |
Bảng 3.31 Tóm tắt kết quả hồi qui Model Summaryb
a. Predictors: (Constant), CSNN, QTCV, TTTD, PTCV, NLKHK, NLTD
b. Dependent Variable: TDCCKT
Nguồn: SPSS20
Qua bảng 3.30 kết quả tóm tắt hồi qui, cho thấy mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với mức ý nghĩa sig của tất cả các biến đều < 0.05. Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.758 có nghĩa là có khoảng 75,8% phương sai tác động đến kết quả trong TDNH với CD CCKT được giải thích bởi 6 biến độc lập là: Năng lực tổ chức tín dụng; Năng lực khách hàng; Chính sách nhà nước; Phương pháp cho vay; Qui trình cho vay; Thông tin tín dụng. Còn lại 24,2% tác động đến tín dụng ngân hàng đối với CD CCKT thành phố HCM được giải thích bằng các yếu tố khác (biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên).
Model | Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
1 | Regression | 149.903 | 6 | 24.984 | 188.897 | .000b |
Residual | 46.688 | 353 | .132 | |||
Total | 196.591 | 359 | ||||
Bảng 3.33 Sự phù hợp của mô hình (ANOVAa) ANOVAa
i. Dependent Variable: TDCCKT
ii. Predictors: (Constant), CSNN, QTCV, TTTD, PTCV, NLKH, NLTD Nguồn: SPSS20
Qua kiểm định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trong bảng phân tích ANOVA, ta thấy giá trị sig rất nhỏ (sig. = 0,000), nên mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
3.4.5 Kết quả hồi qui
Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
B | Std. Error | Beta | Tolera nce | VIF | ||||
(Constant) | -.751 | .118 | -6.348 | .000 | ||||
NLTD | .511 | .026 | .593 | 19.879 | .000 | .757 | 1.322 | |
QTCV | .092 | .024 | .108 | 3.755 | .000 | .815 | 1.227 | |
1 | NLKH PTCV | .137 .173 | .023 .024 | .171 .203 | 6.056 7.188 | .000 .000 | .842 .840 | 1.188 1.191 |
TTTD | .110 | .022 | .135 | 4.944 | .000 | .901 | 1.109 | |
CSNN | .116 | .021 | .143 | 5.432 | .000 | .967 | 1.034 | |
Bảng 3.32 Kết quả hồi qui Coefficientsa
Nguồn: SPSS20
Qua bảng 3.32 trên, cho thấy tất cả các sig. < 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% và │t│> 2 thì các yếu tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến tín dụng ngân hàng với CD CCKT.
Bảng 3.32 cũng cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05.
Hệ số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và
(2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo, nên không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mô hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số đã chuẩn hóa các biến.