Phân tích hồi quy tuyến tính - Đánh giá cảm nhận của hộ gia đình khi sử dụng dịch vụ vay tại ng

CHƯƠNG 2: PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẢM NHẬN

2.3. Đánh giá cảm nhận của hộ gia đình khi sử dụng dịch vụ vay tại ngân hàng nông

2.3.3. Phân tích hồi quy tuyến tính

Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion): Phân tích EFA nhân tố cảm nhận (CN) cho kết quảcho giá trịEigenvalues lớn hơn 1 (1.903 >1).

Tiêu chuẩn phương sai trích: Tổng phương sai trích là 64,430% > 50%. Do đó phân tích nhân tốnày là phù hợp.

Nhóm nhân tốcảm nhận (CN) có giá trị Eigenvalues bằng 1.903 > 1, nhân tố này liên quan đến cảm nhận của hộ gia đình.

Nhân tốnày diễn giải các tiêu chí sau:

 Anh/chị cảm thấy hài lòng về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank Quảng Điền (CN1)

 Anh/chị sẽtiếp tục sửdụng dịch vụcho vay của ngân hàng (CN2)

 Anh/chị sẽgiới thiệu ngân hàng Agribank Quảng Điền cho người khác (CN3) Nhân tố cảm nhận giải thích được 64,430% phương sai. Trong các biến quan sát thì “Anh/chị sẽtiếp tục sửdụng dịch vụcho vay của ngân hàng” là yếu tố tác động lớn nhất với hệsốtải là 0.829.

Kết quả phân tích nhân tố khám phá rút trích ra được một nhân tố, nhân tố này được tạo ra từ các biến quan sát nhằm rút ra kết luận cảm nhận vềchất lượng dịch vụ cho vay. Do đó đặt tên nhân tốnày là cảm nhận (CN).

Bảng 2.13: Hệ số tương quan pearson

SĐU PTHH SCT STC GC NLPV

Cảm nhận khách hàng vềchất lượng dịch vụcho vay

Tương quan Pearson Mức ý nghĩa

0.518 0.348 0.333 0.286 0.287 0.315 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 (Nguồn:Điều tra khảo sát năm 2018) Dựa vào kết quả kiểm định các nhân tố: SĐU, PTHH, SCT, STC, GC, NLPV có giá trị sig < 0.05 nên các nhân tốnày có quan hệtới cảm nhận của khách hàng vềchất lượng dịch vụ cho vay. Điều này chỉ ra rằng mô hình có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và việc đưa các biến độc lập vào mô hình làđúng. Vì nó có ảnh hưởng nhất định đến biến phụthuộc.

2.3.3.2.Ước lượng mô hình đánh giá cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng nông nghiệp và phát triển nông thôn Thừa Thiên Huế chi nhánh huyện Quảng Điền

Sau khi phân tích nhân tốkhám phá và kiểm tra độtin cậy của thang đo, phân tích hồi quy được tiến hành để xác định mức độ và chiều hướngảnh hưởng của từng nhóm nhân tố đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi huy đa biến.

Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến cảm nhận (Y), các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từcác biến quan sát từphân tích nhân tốEFA gồm:

sự đáp ứng (SĐU), phương tiện hữu hình (PTHH), sự cảm thông (SCT), Sự tin cậy (STC), giá cả(GC), năng lực phục vụ(NLPV). Mô hình hồi quy như sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Hình 2.1: Mô hình nghiên cứu được hiệu chỉnh Y =β₀+ β₁SĐU + β₂PTHH+ β₃SCT+ β₄STC+ β₅GC+β₆NLPV

Các giảthuyết:

H0: các nhân tố ảnh hưởng không ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền.

H1: Nhân tố “SĐU” có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền

H2: Nhân tố “PTHH” có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền.

H3: Nhân tố “SCT” có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền.

H4: Nhân tố “STC” có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền.

H5: Nhân tố “GC” có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình vềchất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền.

H6: Nhân tố “NLPV”có ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền

Sự đáp ứng Phương tiện hữu

hình Sự cảm thông

Sự tin cậy

Cảm nhận của khách hàng vềchất lượng dịch vụ

Giá cả

Năng lực phục vụ

Trường Đại học Kinh tế Huế

2.3.3.3. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội

Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, tác giả sử dụng hệsố xác định R². Tác giả tiến hành so sánh giá trị của R² và R² điều chỉnh. Trong tình huống này, R² điều chỉnh được sửdụng đểphản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi tuyến tính đa biến (Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độ phù hợp của mô hình ta dùng hệsố xác định R² điều chỉnh. HệsốR² điều chỉnh = 0.601 ta kết luận rằng: Mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến 60.1% và mô hình giải thích rằng 60.1% sự thay đổi của biến “Cảm nhận” được giải thích bởi 6 biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thểthực hay không ta phải kiểm định độphù hợp mô hình.

Bảng 2.14: Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter Mô

hình

R R² R²điều chỉnh

Sai số chuẩn của ước lượng

Durbin-Waston

1 0.786^a 0.617 0.601 0.320 1.839

(Nguồn:Điều tra khảo sát năm 2018)

Kiểm định độ phù hợp của mô hình

Để kiểm định độ phù hợp của mô hình ta sử dụng các công cụ kiểm định F và kiểm định t.

Giảthiết:

H0: β₁= β₂= β₃= β₄= β₅= β₆= 0 hay các biến độc lập trong mô hình không thểgiải thích được sự thay đổi của biến phụthuộc.

H1: β_i Có ít nhất một biến độc lập trong mô hình giải thích được sự thay đổi của biến phụthuộc.

Nếu kiểm định F thu được có giá trị Sig > 0.05: chấp nhận giảthiết H0.

Nếu kiểm định F thu được có giá trị Sig < 0.05: bác bỏgiảthiết H0.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.15: Kiểm định ANOVA^a Mô hình Tổng bình

phương

Df Trung bình bình phương

F Mức ý

nghĩa

1 Hồi quy 23.700 6 3.950 38.459 0.000^b

Dư 14.687 143 0.103

Tổng 38.387 149

(Nguồn:Điều tra khảo sát năm 2018) Thống kê F được tính từgiá trịR Square của mô hìnhđầy đủ, giá trịSig = 0.000 rất nhỏcho thấy ta sẽan toàn khi bác bỏgiảthiết H0 cho rằng tất cảcác hệsốhồi quy bằng 0 (ngoại trừhằng số), mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữliệu và có thểsửdụng được.

Ngoài ra để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về đa cộng tuyến và tự tương quan.

Kiểm định Durbin-Waston (tự tương quan)

Đại lượng Durbin-Waston được dùng để kiểm định tương quan của các sai sốkề nhau. Giảthuyết khi tiến hành kiểm định này là:

H0: Hệsố tương quan tổng thểcủa các phần dư bằng 0

Nhìn vào bảng 2.14, thực hiện hồi quy cho ta kết quả về giá trị kiểm định d của Durbin-Waston trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1,839 thỏa mãn giá trị Durbin-Waston nằm trong khoảng 1 đến 3 thuyết không có tự tương quan. Như vậy, mô hình không vi phạm giả định vềhiện tượng tự tương quan.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Đa cộng tuyến là trạng thái mà trong đó các biến đọc lập có quan hệ chặt chữvới nhau và cung cấp cho mô hình những thông tin rất giống nhau, khó tách ảnh hưởng của từng biến một. Do đó, để tránh diễn giãi sai lệch kết quả hồi quy so với thực tế, phải xem xét hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.16: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Mô hình

Đo lường đa cộng tuyến

Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (VIF)

Sự đáp ứng 0.913 1.096

Phương tiện hữu hình 0.929 1.076

Sựcảm thông 0.921 1.086

Sựtin cậy 0.856 1.168

Giá cả 0.926 1.080

Năng lực phục vụ 0.743 1.347

(Nguồn:Điều tra khảo sát năm 2018) Kết quảcho thấy độchấp nhận tương đối tốt và gần bằng 1, với hệ số phóng đại phương sai VIF khá thấp (nhỏ hơn 10) nên có thể kết luận rằng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình và các biến trong mô hìnhđều được chấp nhận.

2.3.3.4. Mô hình hồi quy

Tiến hành chạy hồi, mô hình hồi quy có kết quả như sau:

Bảng 2.17: Kết quả phân tích hồi quy và đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố

Mô hình Hệ số không chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa

T Mức ý nghĩa (Sig)

1 B Độ lệch chuẩn Beta

Hằng số -2.203 0.415 -5.303 0.000

Sự đáp ứng 0.444 0.056 0.433 7.999 0.000

Phương tiện hữu hình 0.310 0.052 0.318 5.922 0.000

Sựcảm thông 0.294 0.048 0.328 6.080 0.000

Sựtin cậy 0.236 0.048 0.273 4.876 0.000

Giá cả 0.358 0.048 0.399 7.421 0.000

Năng lực phục vụ -0.061 0.060 -0.061 -1.023 0.308

(Nguồn:Điều tra khảo sát năm 2018) Như vậy dựa vào bảng kết quảtrên cho ta thấy giá trị sig của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05 (đủ cơ sởbác bỏgiảthuyết H0), ngoại trừnhân tố năng lực phục

Trường Đại học Kinh tế Huế

vụcó giá trịsig =0.308 > 0.05 (chưa có cơ sởbác bỏH0). Do đó, có thểnói rằng cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền chịu tác động của các nhân tố “sự đáp ứng”, “phương tiện hữu hình”, “sự cảm thông”, “sự tin cậy” và “giá cả”.Các hệsốhồi quy này đều mang dấu dương nên nên tất cảcác nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tácđộng cùng chiều.

Mô hình hồi quy có dạng như sau:

Y= 0.433SĐU+ 0.318PTHH+ 0.328SCT+ 0.273STC+ 0.399GC Trong đó:

Y : biến phụ thuộc “Cảm nhận của hộ gia đình vềchất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền”.

SĐU: biến độc lập vềnhân tốsự đáp ứng, kí hiệu SĐU.

PTHH: biến độc lập vềnhân tố phương tiện hữu hình, kí hiệu PTHH.

SCT: biến độc lập vềnhân tốsựcảm thông, kí hiệu SCT STC: biến độc lập vềnhân tốsựtin cậy, kí hiệu STC.

GC: biến độc lập vềnhân tốgiá cả, kí hiệu GC.

Từmô hình hồi quy cho thấy, bất cứmột sự thay đổi nào của một trong năm nhân tố trên đều có thểtạo nên sự thay đổi đối với cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụcho vay.

Hệ số β₁= 0.433 có nghĩa là khi nhân tố “sự đáp ứng” thay đổi 1 đơn vịtrong khi các nhân tố khác không thay đổi thì làm cho “Cảm nhận của hộ gia đình vềchất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền” cũng biến động cùng chiều 0.433đơn vị.

Hệsố β₂= 0.318 có nghĩa là khi nhân tố “phương tiện hữu hình ” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không thay đổi thì làm cho “Cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền” cũng biến động cùng chiều 0.318đơn vị.

Hệ số β₃= 0.328 có nghĩa là khi nhân tố “sự cảm thông” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không thay đổi thì làm cho “Cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền” cũng biến động cùng chiều 0.328đơn vị.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Hệ số β₄= 0.273 có nghĩa là khi nhân tố “sự tin cậy” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không thay đổi thì làm cho “Cảm nhận của hộ gia đình vềchất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền” cũng biến động cùng chiều 0.273đơn vị.

Hệ số β₅= 0.399 có nghĩa là khi nhân tố “giá cả” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không thay đổi thì làm cho “Cảm nhận của hộ gia đình về chất lượng dịch vụ cho vay tại ngân hàng Agribank huyện Quảng Điền” cũng biến động cùng chiều 0.399đơn vị.

Thông qua các hệsốhồi quy chuẩn hóa Beta, ta biết được mức độquan trọng của các nhân tố ảnh hưởng lên biến phụthuộc. Cụthể, trong mô hìnhảnh hưởng đến“cảm nhận” thì nhân tố “sự đáp ứng” có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (β= 0.433) nên đây là nhân tố cóảnh hưởng lớn nhất đến cảm nhận của hộ gia đình vềchất lượng dịch vụcho vay trong tất cảcác biến. Hệsốhồi quy chuẩn hóa của nhân tố “giá cả” lớn thứ hai (β= 0.399) cho thấy nhân tố giá cảlà nhân tố tiếp theo tác động đến cảm nhận của hộ gia đình. Tiếp theo sau đó lần lượt là “phương tiện hữu hình”, “sự cảm thông”.

Cuối cùng là nhân tố “sự tin cậy” tác động đến cảm nhận của hộ gia đình có hệsố hồi quy chuẩn hóa chỉ đạt β= 0.273.

2.3.4.Đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến cảm nhận của hộ gia đình về chất

Trong tài liệu PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẢM NHẬN CỦA HỘ GIA ĐÌNH VỀ CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG NÔNG NGHIỆP VÀ PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN THỪA THIÊN HUẾ CHI NHÁNH HUYỆN QUẢNG ĐIỀN (Trang 73-80)