Chương 3 : Kết quả từ mơ hình nghiên cứu
3.2. Nhận xét chung và lựa chọn mơ hình
Cả hai mơ hình đều có mức độ phù hợp tổng quát Sig. (Omnibus Tests of Model Coefficients) = 0.000). Kết quả dự báo của cả 2 mơ hình cũng phù hợp với dữ liệu quan sát Sig. (Hosmer and Lemeshow Test) của cả 2 mơ hình đều < 0.05).
Độ chính xác của kết quả dự báo của cả 2 mơ hình rất cao; cả 2 mơ hình đều cho kết quả dự báo với độ chính xác 99,4%.
Qua giá trị của “Cox & Snell R-Squared” trong kết quả thu được từ việc ước lượng hàm hồi quy logistic của các mơ hình cho biết: cả hai mơ hình logistic tổng thể và mơ hình logistic giới hạn đều giải thích 50,4% sự biến động khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn.
Qua giá trị của -2 Log Likelihood cả 2 mơ hình, cho thấy mức độ chênh lệch 0,882 giữa 2 giá trị này không cao.
Tuy nhiên, mức ý nghĩa quan sát của tất cả các biến trong mơ hình logistic giới hạn Sig. < 0,05, có nghĩa là các biến trong mơ hình đều có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó mơ hình tổng thể bao gồm những biến khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Như vậy, mơ hình hồi quy logistic giới hạn có độ phù hợp cao hơn trong việc phản ánh hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng của KHCN sử dụng thẻ tín dụng do DAB phát hành. Mơ hình được ước lượng như sau:
P(Y= 1) loge =
P(Y= 0)
– 0,791 x tình trạng hơn nhân – 10,257 x tình trạng nhà ở – 0,986 x thu nhập + 17,651 x tỷ lệ HM/TN – 32,543
Tóm lại, với mơ hình logistic, để phân biệt rõ khả năng khách hàng có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn hay khơng, các yếu tố cần quan tâm là:
* Trình độ học vấn (β = - 1,052) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì trình độ học vấn tăng 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn giảm 0,349 lần so với nhóm có trình độ học vấn thấp hơn.
* Số người phụ thuộc (β = 2,005) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì số người phụ thuộc tăng thêm 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn tăng 7,425 lần so với nhóm có số người phụ thuộc ít hơn.
* Tình trạng hơn nhân (β = – 0,791) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì tình trạng hơn nhân tăng thêm 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn giảm 0,454 lần so với nhóm có tình trạng hơn nhân thấp hơn (tình trạng hơn nhân đã được mã hóa).
* Tình trạng sở hữu nhà ở (β = – 10,257) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì tình trạng sở hữu nhà ở tăng thêm 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn khơng giảm so với nhóm có tình trạng sở hữu nhà ở thấp hơn (tình trạng sở hữu nhà ở đã được mã hóa). Tuy khơng có ý nghĩa trong việc dự đốn khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn khi các yếu tố khác không đổi, nhưng hệ số hồi quy của yếu tố sở hữu nhà ở có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình hồi quy, và có ý nghĩa đối với mơ hình tổng thể.
* Thu nhập (β = – 0,986) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì Thu nhập tăng thêm 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn giảm 0,373 lần so với nhóm có thu nhập thấp hơn.
* Tỷ lệ hạn mức thẻ tín dụng / thu nhập (β = 17,651) nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì tỷ lệ hạn mức thẻ tín dụng / thu nhập tăng thêm 1 đơn vị, khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn tăng 4,631E7 lần so với nhóm có tỷ lệ hạn mức thẻ tín dụng / thu nhập thấp hơn. Cho thấy, sự biến động tỷ lệ hạn mức thẻ tín dụng / thu nhập ảnh hưởng rất lớn đến khả năng KH có hành vi thanh tốn nợ thẻ tín dụng trễ hạn.