cao đạt được sự đồng ý cao nhất. Điểm trung bình nhân tố MRTD là 4,01, căn cứ trên thang đo xác định kết quả khảo sát đồng ý MRTD.
2.4.2.5. Kiểm định mô hình đo lường
Các thang đo được sử dụng để đo lường các biến quan sát cần phải được kiểm định lại để đảm bảo tính chất phù hợp với bối cảnh và điều kiện nghiên cứu. Để kiểm tra độ tin cậy của từng thành phần trong thang đo, công cụ Cronbach‟s Alpha được áp dụng trong đề tài này.
Kiểm định Cronbach’s Alpha
Trước khi đưa vào phân tích nhân tố, nghiên cứu sẽ kiểm định thang đo bằng công cụ Cronbach‟s Alpha của chương trình SPSS để kiểm tra độ tin cậy của thang đo các nhân tố thành phần và tương quan giữa các biến quan sát. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005) khi Cronbach‟s Alpha đạt từ 0,8 trở lên thì thang đo được đánh giá là khá tốt. Tuy nhiên, trong trường hợp khái niệm đang nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu thì Cronbach‟s Alpha được đề nghị từ 0,6 trở lên là có thể sử dụng được. Trong trường hợp đề tài nghiên cứu này được xem như mới với người trả lời nên các kết quả Cronbach‟s Alpha lớn hơn 0,6 đều được chấp nhận. Ngoài ra, các biến quan sát có hệ số tương quan giữa biến - tổng nhỏ hơn 0,4 đều bị loại vì đây là biến rác.
Bảng 2.23: Kết quả kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha
Thang đo | Số biến quan sát | Cronbach' s Alpha | HSTQB - Tổng nhỏ nhất | Cronbach's Alpha nếu xóa biến quan sát | |
1 | Từ chối cấp tín dụng | 6 | 0.911 | 0.600 | 0.916 |
2 | Tiếp tục cấp tín dụng | 5 | 0.737 | 0.373 | 0.733 |
3 | Khó khăn cấp tín dụng | 5 | 0.711 | 0.020 | 0.824 |
4 | Chất lượng tín dụng | 8 | 0.860 | 0.391 | 0.872 |
5 | Giá cả tín dụng | 3 | 0.672 | 0.460 | 0.610 |
6 | Mở rộng tín dụng | 3 | 0.670 | 0.443 | 0.650 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Nguồn Vốn Huy Động Tại Agribank Bến Tre Từ 2010 - 2015 -
Thực Trạng Tín Dụng Và Mở Rộng Tín Dụng Phát Triển Du Lịch Sinh Thái Tại Ngân Hàng Nông Nghiệp Và Phát Triển Nông Thôn Việt Nam - Chi Nhánh Bến Tre Giai -
Thang Đo Thành Phần Chất Lượng Dịch Vụ Tín Dụng -
Đánh Giá Thực Trạng Mở Rộng Tín Dụng Phát Triển Du Lịch Sinh Thái Tại Ngân Hàng Nông Nghiệp Và Phát Triển Nông Thôn Việt Nam - Chi Nhánh Bến Tre Giai -
Giải Pháp Mở Rộng Tín Dụng Phát Triển Du Lịch Sinh Thái Tại Ngân Hàng Nông Nghiệp Và Phát Triển Nông Thôn Việt Nam - Chi Nhánh Bến Tre -
Xin Vui Lòng Cho Biết Công Việc Hiện Nay Của Anh/ Chị
Xem toàn bộ 130 trang tài liệu này.
Nguồn: Phụ lục 4
Nhìn vào Phụ lục 4 ta thấy hệ số tương quan biến – tổng của biến quan sát TTCTD2 là 0,373 nhỏ hơn 0,4 nhưng không loại biến quan sát này ra khỏi thang đo vì nếu loại biến này thì Cronbach‟s Alpha giảm xuống còn 0,733 thấp hơn Cronbach‟s Alpha ban đầu 0,737 (bảng 2.23).
Tương tự, thang đo Khó khăn giao dịch tín dụng có biến quan sát KKCTD5 với hệ tương quan biến – tổng là 0,02 (Phụ lục 4) nhỏ hơn 0,4 nên cần phải loại bỏ ra khỏi thang đo. Sau khi loại biến quan sát KKCTD5 thì Cronbach‟s Alpha là 0,824 (bảng 2.24) lớn hơn Cronbach‟s Alpha ban đầu 0,711, chứng tỏ độ tin cậy của thang đo tăng lên. Do đó thang đo Khó khăn giao dịch tín dụng sẽ còn 4 biến quan sát là KKCTD1, KKCTD2, KKCTD3, KKCTD4.
Thang đo Chất lượng tín dụng có biến quan sát CLTD8 với hệ số tương quan biến
– tổng là 0,391 (Phụ lục 4) nhỏ hơn 0,4 nên cần phải loại bỏ ra khỏi thang đo để độ tin cậy từ 0,86 tăng lên 0,872 (bảng 2.24). Sau khi loại bỏ biến quan sát CLTD8 thì thang đo chất lượng sẽ còn 7 biến quan sát. Sau đây là kết quả kiểm định thang đo bằng Cronbach‟s Alpha sau khi loại KKCTD5 và CLTD8 ra khỏi thang đo
Bảng 2.24: Kết quả kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha sau khi loại bỏ biến quan sát
Thang đo | Số biến quan sát | Cronbach's Alpha | HSTQB - Tổng nhỏ nhất | |
1 | Từ chối cấp tín dụng | 6 | 0.911 | 0.600 |
2 | Tiếp tục cấp tín dụng | 5 | 0.737 | 0.373 |
3 | Khó khăn giao dịch tín dụng | 4 | 0.824 | 0.537 |
4 | Chất lượng tín dụng | 7 | 0.872 | 0.450 |
5 | Giá cả tín dụng | 3 | 0.672 | 0.460 |
6 | Mở rộng tín dụng | 3 | 0.670 | 0.443 |
Nguồn: Phụ lục 4
Các thang đo trên chấp nhận được vì Cronbach‟s Alpha đều lớn hơn 0,6
Phân tích nhân tố khám phá (EFA) với các thang đo thành phần
KMO là chỉ số được dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Trị số KMO lớn có ý nghĩa phân tích nhân tố là thích hợp, phân tích nhân tố khám phá là thích hợp khi 0,5 ≤ KMO ≤ 1. Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig ≤ 0,05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50% và hệ số Eigenvalue > 1 (Gerbing & Anderson, 1998).
Theo Hair & ctg (1998), Factor loading là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA, factor loading > 0,3 được xem là đạt được mức tối thiểu, factor loading
> 0,4 được xem là quan trọng, ≥ 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn.
Kết quả EFA trong Phụ lục 7 cho thấy hệ số KMO = 0,514 nên EFA phù hợp với dữ liệu và kiểm định Bartlett đạt giá trị 76,643 với mức ý nghĩa 0,000, vì vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được là 81,633% thể hiện rằng 05 nhân tố được rút ra giải thích 81,633% biến thiên của dữ liệu, hệ số Eigenvalue = 1,765. Hệ số tải nhân tố trong bảng 2.25 đều lớn hơn 0,5 nên được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Từ đó cho thấy các thang đo rút ra là chấp nhận được. Kết quả hệ số Cronbach‟s Alpha sau khi sắp xếp lại các quan sát cũng đạt yêu cầu.
Như vậy, sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA), các thang đo thành phần được chia ra thành 05 nhân tố với 25 biến quan sát. Các nhân tố trích ra đều đạt độ tin cậy và giá trị.
Bảng 2.25: Kết quả EFA các thang đo thành phần
Nhân tố | |||||
CLTD | TCCTD | TTCTD | KKCTD | GCTD | |
CLTD4 | .909 | ||||
CLTD7 | .908 | ||||
CLTD2 | .908 | ||||
CLTD6 | .897 | ||||
CLTD5 | .897 | ||||
CLTD1 | .850 | ||||
CLTD3 | .799 | ||||
TCCTD6 | .960 | ||||
TCCTD5 | .957 | ||||
TCCTD1 | .954 | ||||
TCCTD3 | .927 | ||||
TCCTD2 | .782 | ||||
TCCTD4 | .628 | ||||
TTCTD1 | .919 | ||||
TTCTD2 | .910 | ||||
TTCTD3 | .910 | ||||
TTCTD4 | .903 | ||||
TTCTD5 | .882 | ||||
KKCTD2 | .958 | ||||
KKCTD1 | .956 | ||||
KKCTD4 | .947 | ||||
KKCTD3 | .946 | ||||
GCTD2 | .793 | ||||
GCTD1 | .784 | ||||
GCTD3 | .729 |
Nguồn: Phụ lục 5
2.4.2.6. Kiểm định 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 MRTD.
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 cho thấy hệ số xác định R2 điều chỉnh (Adjusted R
Square) là 0,679, nghĩa là mô hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến tỷ lệ 67,9% (hay mô hình đã giải thích được 67,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc MRTD). Giá trị Sig. đã chỉ ra rằng cả 05 nhân tố là có tác động đáng kể (có ý nghĩa thống kê) đối với MRTD. Năm nhân tố đó gồm: từ chối cấp tín dụng, tiếp tục cấp tín dụng, khó khăn giao dịch tín dụng, chất lượng dịch vụ tín dụng và giá cả tín dụng với các hệ số chuẩn hóa nằm trong khoảng từ -0,476 đến 0,291. Thông qua giá trị R2, 67,9% của việc MRTD có thể được giải thích bởi 05 biến độc lập (hệ số Durbin –
Watson thỏa mãn: 1 < 1,940 < 3; và các giá trị VIF < 2.5) (xem phụ lục 6). Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Sau đây là bảng kết quả hồi quy:
Bảng 2.26: Kết quả hồi quy
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | T | Sig. | Thống kê cộng tuyến | ||||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
Hằng số | 2.324 | 0.276 | 8.426 | 0.000 | ||||
TCCTD_TB | -0.241 | 0.038 | -0.269 | -6.342 | 0.005 | 0.808 | 1.237 | |
TTCTD_TB | 0.231 | 0.04 | 0.272 | 5.775 | 0.004 | 0.845 | 1.183 | |
1 | KKCTD_TB | -0.132 | 0.038 | -0.148 | -3.474 | 0.005 | 0.935 | 1.070 |
CLTD_TB | 0.230 | 0.043 | 0.291 | 5.349 | 0.000 | 0.914 | 1.094 | |
GCTD_TB | -0.352 | 0.046 | -0.476 | -7.652 | 0.000 | 0.969 | 1.032 |
Nguồn: Phụ lục 8
Nhìn vào bảng 2.26 trên cho thấy có 2 nhân tố có tác động thuận chiều (hệ số Beta dương) và 3 nhân tố có tác động nghịch chiều (Beta âm) đến MRTD. Ngoài ra, đồ thị phần dư có dạng phân phối chuẩn, do đó có sự tác động của các nhân tố đối với biến phụ thuộc là MRTD. Phương trình hồi quy có dạng như sau:
Y = - 0,269X1 + 0,2727X2 – 0,148X3 + 0,291X4 – 0,476 X5
Trong đó, Y : Mở rộng tín dụng (MRTD)
X1 : Từ chối cấp tín dụng (TCCTD) X2 : Tiếp tục cấp tín dụng (TTCTD)
X3: Khó khăn giao dịch tín dụng (KKCTD) X4 : Chất lượng dịch vụ tín dụng (CLTD) X5 : Giá cả tín dụng (GCTD)
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 2.27: Các hệ số hồi quy
Quan hệ | Hệ số chuẩn hóa Beta | Sig. | Kiểm định giả thuyết | |
H1 | TCCTD ------------ MRTD (-) | -0.269 | 0.005 | Chấp nhận |
H2 | TTCTD ----------- MRTD (+) | 0.272 | 0.004 | Chấp nhận |
H3 | KKCTD ----------- MRTD (-) | -0.148 | 0.005 | Chấp nhận |
H4 | CLTD ------------- MRTD (+) | 0.291 | 0.000 | Chấp nhận |
H5 | GCTD ------------- MRTD (-) | -0.476 | 0.000 | Chấp nhận |
Nguồn: Phụ lục 6
Giả thuyết H1: Nhân tố từ chối cấp tín dụng có tác động âm với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần từ chối cấp tín dụng đối với MRTD là -0,269 (sig. =
0.005 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố từ chối cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với MRTD 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 MRTD. Hệ
số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng đối với MRTD là 0.272 (sig. =
0.004 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ thuận với MRTD 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
MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần khó khăn khi giao dịch tín dụng đối với MRTD là -0,148 (sig. = 0.005 < 0.05). Điều này cho thấy nhân tố tiếp tục cấp tín dụng tỷ lệ nghịch với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4: Nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động dương với
MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng đối với MRTD là 0,291 (sig. = 0,000 < 0,05). Điều này cho thấy nhân tố chất lượng dịch vụ tín dụng tỷ lệ thuận với MRTD tại độ tin cậy α = 95%. Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận.
Giả thuyết H5: Nhân tố giá cả tín dụng có tác động âm với MRTD. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng đối với mở rộng tín dụng là -0,476 (sig. =
0,000 <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.
2.4.3. Phân tích tác động
Giá cả tín dụng: Giá cả tín dụng có tác động nghịch đối với MRTD. Giá cả càng tăng sẽ càng làm suy giảm mức độ MRTD. Kết quả này cũng là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong phần trên. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần giá cả tín dụng (β = - 0,476) tại giá trị sig. = 0,000 cho thấy khi mức giá cả tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ MRTD sẽ giảm xuống 0,476 đơn vị. Vì vậy, Chi nhánh cần đưa ra các mức lãi suất, mức phí giao dịch tín dụng phù hợp với bối cảnh thị trường và với từng nhóm khách hàng được phân loại. Có chính sách hỗ trợ, ưu đãi đối với những khách hàng có tiềm năng lớn, nhóm khách hàng thân thiết, nhóm khách hàng được đánh giá tốt, …
Chất lượng dịch vụ tín dụng: Căn cứ vào kết quả hồi quy, chất lượng dịch vụ tín dụng có tác động thuận chiều đến MRTD. Kết quả này là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong phần trên. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần chất lượng (β = 0,291) tại giá trị sig. = 0,000 cho thấy khi những cảm nhận về chất lượng dịch vụ tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ MRTD sẽ tăng lên 0,291 đơn vị. Do đó Chi nhánh cần chú trọng cải thiện chất lượng dịch vụ tín dụng để phục vụ khách hàng tốt hơn. Bởi vì khi chất lượng phục vụ tốt hơn, nó sẽ giúp cho việc MRTD của Chi nhánh đối với các khách hàng này được thuận lợi hơn.
Tiếp tục cấp tín dụng: Nhân tố tiếp tục cấp tín dụng có tác động thuận chiều đến MRTD. Tiếp tục cấp tín dụng càng nhiều sẽ càng làm gia tăng mức độ MRTD. Kết quả này là một bằng chứng góp phần xác nhận cho lý thuyết đã được đề cập trong phần trên. Hệ số hồi quy chuẩn của thành phần tiếp tục cấp tín dụng (β = 0,272) tại giá trị sig
= 0,004 cho thấy khi quyết định tiếp tục cấp tín dụng tăng lên một đơn vị thì mức độ MRTD sẽ tăng lên 0,272 đơn vị. Chi nhánh sẽ căn cứ vào những biểu hiện khả quan tốt hơn của khách hàng để làm cơ sở cho việc đưa ra quyết định tiếp tục cấp tín dụng. Do