4.4.4. Phân tích h ồ i quy mô hình nghiên c ứ u
4.4.4.2. Phân tích hồi quy
Đểphân tích tác động của 4 nhân tốđộc lập vừa rút ra từ kết quả kiểm định ởtrên đến hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo tác giả sử dụng mô hình hồi quy với chương trình tính toán phân tích SPSS 16.0. Có hai phương trình hồi quy cần thực hiện như sau:
Phương trình hồi quy thứ nhất (hồi quy đa biến) nhằm đánh giá vai trò tác động của từng nhân tố đến hiệu quả tín dụng của hộ vay. Sáu nhân tố: QT (quy trình cho vay), CS (cơ sở vật chất, đội ngũ nhân viên), CV (chính sách cho vay), KT (công tác kiểm tra, tư vấn), thuộc hội đoàn thể nào (HDT), số thành viên trong gia đình (NK) là các biến độc lập và hiệu quả tín dụng của hộ vay (HQTD) là biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy thứ hai (hồi quy đơn biến ) nhằm xác định tác động của yếu tố Khả năng thoát nghèođến Hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo. Trong đó nhân tố Khảnăng thoát nghèo (KNTN) là biến độc lập và Hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo (HQTD) là biến phụ thuộc.
4.4.4.2.1. Phân tích mô hình hồi quy đa biến tác động đến hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo
Đểđánh giá sự phù hợp của mô hình nghiên cứu, ta dùng hệ số xác định RP2P hiệu chỉnh. RP2 Pđiều chỉnh không nhất thiết tăng lên khi nhiều biến được thêm vào phương trình, nó là thước đo sự phù hợp cho sử dụng tình huống hồi quy tuyến tính đa biến vì nó không phụ thuộc vào độphóng đại của RP2P.
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến tác giả sử dụng Tolerance và hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 2.5). Và ta cần kiểm tra hiện tượng tựtương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1 < Durbin – Watson < 3).
Hệ số Beta được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta càng cao thì mức độ tác động của biến đó càng lớn (Hoàng Trọng, Mộng Ngọc – 2005).
51 Bảng 4.12. Tổng kết mô hình
Model SummaryPb
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .825Pa 0.68 0.671 0.351 2.072
a. Predictors: (Constant), Thuoc to chuc hoi nao, CSVC, So TV trong ho gia dinh, CSNV, CTKT, QTCV
b. Dependent Variable: HQKD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả từ chương trình SPSS v16.0) Hệ số xác định bội RP2P (R square) trong mô hình này là 0,671. Điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 67,1 % hay nói một cách khác đi là 67,1 % sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích chung bởi các biến độc lập trong mô hình.
Hệ số Durbin – Watson đạt 2.072 (1<Durbin – Watson <3) do đó mô hình không có sựtương quan giữa các biến. Như vậy mô hình nghiên cứu là phù hợp.
Kết quả phân tích phương sai Anova cho thấy giá trị kiểm định F = 69.883 với mức ý nghĩa Sig.=0.000 <0.05 mức ý nghĩa 5%. Do đó, tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa biến hiệu quả tín dụng (HQTD) với các biến quy trình cho vay (QT), chính sách cho vay (CV), cơ sở vật chất, đội ngũ nhân viên (CS) và công tác kiểm tra, tư vấn (KT), nghĩa là mô hình hồi quy phù hợp với bộ dữ liệu đã có.
Bảng 4.13. Phân tích ANOVA
ANOVAPb Model
Sum of
Squares df
Mean
Square F Sig.
1 Regression
51.566 6 8.594 69.883 .000Pa
Residual 24.227 197 0.123
Total 75.793 203
a. Predictors: (Constant), Thuoc to chuc hoi nao, CSVC, So TV trong ho gia dinh, CSNV, CTKT, QTCV
b. Dependent Variable: HQKD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả từ chương trình SPSS v16.0) Kết quả phân tích hệ số hồi quy được cho ở bảng dưới đây:
52 Bảng 4.14. Hệ số hồi quy
CoefficientsPa
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
T Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.682 .162 -4.205 .000
QTCV .622 .062 .520 9.968 .000 .596 1.677
CSVC .076 .051 .065 1.485 .139 .840 1.190
CSNV .301 .054 .262 5.608 .000 .743 1.347
CTKT .229 .053 .196 4.348 .000 .798 1.253
So TV trong ho
gia dinh .022 .019 .047 1.171 .243 .993 1.007
Thuoc to chuc
hoi nao .009 .017 .022 .552 .582 .986 1.014
a. Dependent Variable:
HQKD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả từ chương trình SPSS v16.0) Từ bảng 4.14 cho thấy có 3 nhân tố là QT, CS, KT có giá trị thống kê vì có
‘t’ lớn và Sig < 0.05 nên 3 biến trên tác động lên biến phụ thuộc là hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo và các biến khác thì không tác động đến biến phụ thuộc.
Kết quả hồi quy cho thấy biến độc lập: chính sách cho vay (CV), số thành viên trong hộgia đình, thuộc tổ chức hội nào không tác động đến biến phụ thuộc vì có Sig > 0.05. Do đó các biến này bị loại ra khỏi mô hình.
Tolerance < 1 và hệ số phóng đại phương sai – VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mô hình đều nhỏhơn 2 do đó hiện tượng đa cộng
53
tuyến giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến mô hình hồi quy. Phương trình hồi quy có dạng :
HQTD = 0.520*QT + 0.262*CS + 0.196*KT + εi (1) Trong đó: - HQTD: Hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo
- QT: Quy trình cho vay
- CS: Cơ sở vật chất, đội ngũ nhân viên - KT: Công tác kiểm tra, tư vấn
Theo phương trình hồi quy này thì có 3 nhân tốảnh hưởng dương đến hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo, tức là có mối quan hệ đồng biến với hiệu quả tín dụng đối với hộ nghèo. Các biến trong mô hình đều có mức ý nghĩa sig. < 0.05 nên các biến này đều đạt tiêu chuẩn chấp nhận và mô hình sử dụng là phù hợp.
4.4.4.2.2. Ý nghĩa của hệ số Beta
Beta1 = 0.520 là hệ số hồi quy của biến QT, cho thấy nếu các nhân tố khác không thay đổi, khi ta tăng quy trình cho vay lên 1 đơn vị thì hiệu quả tín dụng đối với hộnghèo tăng lên 0.520 đơn vị.
Beta2 = 0.262 là hệ số hồi quy của biến CS, cho thấy nếu các nhân tố khác không thay đổi, khi ta tăng cơ sở vật chất, đội ngũ nhân viên lên 1 đơn vị thì hiệu quả tín dụng đối với hộnghèo tăng lên 0.262 đơn vị.
Beta3 = 0.196 là hệ số hồi quy của biến KT, cho thấy nếu các nhân tố khác không thay đổi, khi ta tăng công tác kiểm tra, tư vấn lên 1 đơn vị thì hiệu quả tín dụng đối với hộnghèo tăng lên 0.196 đơn vị.