Bi n quan sát H s t i nhân t Giá tr Eigen Ph ng sai trích Cronbach Alpha Quy t đ nh g i ti n 2.234 78.038 0.859 QD_1 0.872 QD_2 0.905 QD_3 0.873
Ch s KMO trong phân tích nhân t khái ni m quy t đ nh g i ti n trong
tr ng h p này KMO = 0.726 (l n h n 0.5) là đi u ki n đ đ ti n hành phân tích nhân t . ng th i giá tr ki m đnh Bartlett’s test of sphericity (ki m đnh gi thuy t H0: các bi n không có t ng quan trong t ng th ) có Sig. = 0, đi u này l n n a kh ng đ nh đ đi u ki n ti n hành phân tích nhân t khái ni m quy t đ nh g i ti n.
V i t t c k t qu phân tích EFA trên cho chúng ta k t lu n r ng các thang
đo bi u th quy t đnh g i ti n và các nhân t thành ph n c a th ng hi u nh
h ng đ n quy t đnh g i ti n đã đ t giá tr h i t . Hay nói cách khác, các bi n
quan sát đã đ i di n đ c cho các khái ni m nghiên c u c n ph i đo.
2.3.7. Ki m tra các gi đ nh c a mô hình h i quy b i
2.3.7.1. Ki m tra gi đnh v ph ng sai c a sai s không đ i
Hi n t ng sai s thayđ i gây ra khá nhi u h u qu tai h i v i mô hình c
l ng b ng ph ng pháp OLS. Nó làm các c l ng c a h s h i quy không ch ch nh ng không hi u qu (t c là không ph i c l ng phù h p nh t). Có nhi u
ph ng pháp đ ki m đnh gi thuy t ph ng sai c a sai s không đ i, trong ph m vi nghiên c u này tôi dùng ki m đ nh t ng quan h ng Spearman, gi thuy t H0
đ c đ t ra là “H s t ng quan h ng c a t ng th b ng 0. N u k t qu ki m đnh không bác b gi thuy t H0, đây là m t tin t t vì có th k t lu n ph ng sai c a sai s không đ i, ng c l i n u giá tr Sig. c a ki m đnh nh h n m c ý ngh a chúng
ta ph i ch p nh n gi thuy t ph ng sai c a sai s thay đ i (Theo Phân tích d li u nghiên c u v i SPSS c a Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c – T p 1).
K t qu ki m đ nh t ng quan h ng Spearman gi a ph n d mô hình và bi n
đ c l p th hi n trong B ng 2.8:
B ng 2.8: Ki m đnh gi đnh v ph ng sai c a sai s không đ i
Nh n bi t th ng hi u Hình nh th ng hi u C m nh n th ng hi u Trung thành th ng hiêu Ni m tin th ng hi u Ph n d 0.009 -0.021 -0.005 -0.003 0.035 Giá tr Sig. 0,895 0.751 0.944 0.961 0.592
Ghi chú: T ng quan Spearman’s có ý ngh a th ng kê m c 0.05
2.3.7.2. Ki m tra gi đnh v phân ph i chu n c a ph n d
Ph n d có th không tuân theo quy lu t phân ph i chu n vì nh ng lý do
nh : s d ng sai mô hình, ph ng sai không ph i là h ng s , s l ng các ph n d không đ nhi u đ phân tích,…Có th ki m tra xem ph n d có tuân theo quy lu t phân ph i chu n hay không? Trong nghiên c u này tôi ch n cách xây d ng bi u đ
t n s c a các ph n d .
K t qu cho th y m t đ ng cong phân ph i chu n đ c đ t ch ng lên bi u
đ t n s . Th t không h p lý khi chúng ta k v ng r ng các ph n d quan sát có
phân ph i chu n vì luôn có nh ng chênh l ch khi l y m u. Ngay c khi các sai s có phân ph i chu n trong t ng th đi n a thì ph n d trong m u quan sát c ng ch x p x chu n mà thôi. Trong nghiên c u này, có th nói phân ph i ph n d x p x chu n
(trung bình Mean = 8.67E-18 ~ 0 và đ l ch tiêu chu n Std.Dev. = 0.989 ~1) (Theo Phân tích d li u nghiên c u v i SPSS c a Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c – T p 1). Do đó có th k t lu n r ng trong nghiên c u này gi thuy t phân ph i chu n c a ph n d không b vi ph m.
Hình 2.7: th th hi n phân ph i chu n c a ph n d
2.3.7.3. Ki m tra gi đ nh v tính đ c l p c a sai s (không có t ng quan h ng gi a các ph n d )
Có m t s lý do d n đ n s t n t i c a ph n d ei đó là các bi n có nh
h ng không đ c đ a vào mô hình do gi i h n và m c tiêu c a nghiên c u, ch n d ng tuy n tính cho m i quan h l ra là phi tuy n, sai s trong đo l ng các bi n,…các lý do này có th d n đ n v n đ t ng quan chu i trong sai s và t ng
quan chu i c ng gây ra nh ng tác đ ng sai l ch nghiêm tr ng đ n mô hình h i quy tuy n tính nh hi n t ng ph ng sai thay đ i. i l ng th ng kê Durbin – Watson (d) có th dùng ki m đ nh t ng quan c a các sai s k nhau (t ng quan
c a các ph n d b ng0. (Theo Phân tích d li u nghiên c u v i SPSS c a Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c – T p 1)
K t qu h i quy c a mô hình (1) cho ta giá tr d =1.893. Tra b ng giá tr Durbin – Watson cho 5 bi n đ c l p và 231 quan sát c a mô hình cho th y giá tr d c a mô hình n m mi n ch p nh n không có t ng quan chu i b c nh t.
2.3.7.4. Ki m đnh không có m i t ng quan gi a các bi n đ c l p (đo l ng a c ng tuy n) (đo l ng a c ng tuy n)
Khi gi i thích v ph ng trình h i quy, các nhà nghiên c u l u ý đ n hi n
t ng đa c ng tuy n. Các bi n mà có s c ng tuy n cao có th làm bóp méo k t qu và làm cho k t qu không n đnh và không có tính t ng quát hóa. Nhi u v n đ r c r i n y sinh n u hi n t ng đa c ng tuy n nghiêm tr ng t n t i, ví d nh nó có th làm t ng sai s trong tính toán h s beta, t o ra h s h i quy có d u ng c v i nh ng gì ta mong đ i và k t qu T-test không có ý ngh a th ng kê đáng k trong khi k t qu F-test t ng quát cho mô hình l i có ý ngh a th ng kê.
Theo Hair & ctg (2006) có hai cách đo l ng đ ki m đnh nh h ng c a đa
c ng tuy n: (1) tính giá tr dung sai ho c h s phóng đ i ph ng sai (VIF) và (2) s d ng ch s đi u ki n. Giá tr dung sai cao th hi n s đa c ng tuy n th p; và giá tr dung sai càng ti n đ n không (zero) th hi n r ng bi n này h u nh đ c gi i thích hoàn toàn b ng nh ng bi n khác. H s VIF là giá tr nghch đ o c a giá tr dung sai, nh v y n u h s VIF th p thì m i quan h t ng quan gi a các bi n th p. Nói chung n u h s VIF l n h n 10, hi n t ng đa c ng tuy n nghiêm tr ng
đang t n t i. Ch s đi u ki n c ng là m t cách đ phát hi n hi n t ng đa c ng tuy n. Công c này so các giá tr Eigen cùng v i nhau trong m t ma tr n chéo không tr ng tâm XTX. N u giá tr Eigen t i đa l n h n nhi u so v i các giá tr Eigen khác, thì ch s đi u ki n đang t nt i. Theo kinh nghi m, ch s đi u ki n l n
h n 30 ch ra m t s c ng tuy n nghiêm tr ng (John và Benet – Martinez, 2000).
Nh v y, trong nghiên c u này, đ không có hi n t ng đa c ng tuy n nghiêm tr ng x y ra trong mô hình h i quy b i, các h s VIF ph i nh h n 10 và các ch s
B ng 2.9:B ng giá tr VIF n m thành ph n c a th ng hi u Bi n đ c l p Giá tr VIF Nh n bi t th ng hi u 1.000 Hình nh th ng hi u 1.000 C m nh n th ng hi u 1.000 Lòng trung thành th ng hi u 1.000 Ni m tin th ng hi u 1.000
K t lu n v các gi đ nh c a mô hình h i quy: T t c các gi đ nh c a mô hình h i quy đ u đ c ch p nh n, nh v y ta có th yên tâm s d ng k t qu h i
quy đ đánh giá các tác đ ng c a th ng hi u nh h ng đ n Quy t đ nh g i ti n c a khách hàng cá nhân t i các ngân hàng th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh và d báo xu h ng c ng nh có th có nh ng đ xu t c th d a trên k t qu h i quy.
2.3.8. K t qu h i quy b i
B ng 2.10trình bày k t qu d báo c a mô hình h i quy tuy n tính b i. Mô hình v i n m bi n đ c l p là n m thành ph n c a th ng hi u g m: nh n bi t
th ng hi u, hình nh th ng hi u, c m nh n th ng hi u, lòng trung thành th ng
hi u và ni m tin th ng hi u và bi n ph thu c là quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân t i các ngân hàng th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh. Mô hình có ý ngh a th ng kê m c p<0.01. Giá tr F và m c ý ngh a th ng kê c a nó cho th y mô hình h i quy xây d ng đ c là phù h p v i b d li u thu th p đ c. H s xác đ nh đi u ch nh cho th y đ t ng thích c a mô hình là 57.8% hay nói cách khác kho ng 57.8% kho ng bi n thiên c a bi n ph thu c quy t đ nh g i ti n
đ c gi i thích b i n m thành ph n c a th ng hi u là Nh n bi t th ng hi u (NB), Hình nh th ng hi u (HA), C m nh n th ng hi u (CN), Lòng trung thành th ng
hi u (TT) và Ni m tin th ng hi u (NT). H s beta chu n hóa t 0.142 – 0.482 v i p<0.01. C sáu thành ph n này đ u là ch s d báo t t quy t đ nh g i ti n. Nh v y mô hình h i quy b i th hi n quy t đnh g i ti n d a trên k t qu kh o sát này là:
QD = 0.278NB + 0.142HA + 0.474CN + 0.482TT + 0.181NT
Ph ng trình h i quy trên ch ra r ng nhân t lòng trung thành th ng hi u là nhân t nh h ng nh t đ n quy t đ nh g i ti n c a khách hàng cá nhân, ti p theo là nhân t ch t l ng c m nh n, nh n bi t th ng hi u, ni m tin th ng hi u và cu i cùng là hình nh th ng hi u. B ng 2.10: K t qu h i quy Các bi n H s Beta R t ng ph n Giá tr T M c ý ngh a T Ph thu c c l p Quy t đnh g i ti n (QD) Nh n bi t th ng hi u (NB) 0.278 0.397 6.495 0 Hình nh th ng hi u (HA) 0.142 0.216 3.323 0.001 C m nh n th ng hi u (CN) 0.474 0.594 11.064 0 Trung thành th ng hi u (TT) 0.482 0.600 11.264 0 Ni m tin th ng hi u (NT) 0.181 0.272 4.233 0 R2đi u ch nh = 57.8% Giá tr F = 64.086 M c ý ngh a c a F = 0 K t lu n gi thuy t H1: Nh n bi t th ng hi u và quy t đ nh g i ti n Gi thuy t H1 phát bi u r ng “M c đ nh n bi t th ng hi u c a khách hàng v m t th ng hi u ngân hàng có nh h ng tr c ti p đ n quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân”. Theo k t qu h i quy, nh n bi t th ng hi u là ch s d
báo có ý ngh a c a quy t đ nh g i ti n ( = 0.278; partial = 0.397, p < 0.01). Gi
đ i và v i m c ý ngh a 1% nh n bi t th ng hi u càng cao thì càng giúp khách hàng cá nhân quy t đ nh g i ti n nhi u h n và m nh h n.
K t lu n gi thuy t H2: Hình nh th ng hi u và quy t đnh g i ti n
Gi thuy t H2 phát bi u r ng “Hình nh th ng hi u c a m t th ng hi u ngân hàng có nh h ng tr c ti p đ n quy t đ nh g i ti n c a khách hàng cá nhân”. K t qu phân tích cho th y hình nh th ng hi u là m t nhân t d báo t t cho quy t đ nh g i ti n khách hàng cá nhân v i = 0.142; partial = 0.216; p < 0.01.
Gi thuy t H2 đ c ch p nh n hay ta có th k t lu n trong đi u ki n các y u t khác không đ i và v i đ tin c y 99% khi hình nh th ng hi u càng t t, càng chuyên nghi p thì khách hàng càng quy t đnh g i ti n t i ngân hàng.
K t lu n gi thuy t H3: C m nh n th ng hi u và quy t đ nh g i ti n
Gi thuy t H3 phát bi u r ng “Ch t l ng c m nh n v th ng hi u mà khách hàng g i ti n nh h ng tr c ti p đ n quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân”. K t qu h i quy cho th y c m nh n th ng hi u là m t nhân t d báo t t cho quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân, x p v trí th ba trong mô hình, ( = 0.474; partial = 0.594, p < 0.01). Nh v y v i giá tr = 0.474 trong k t qu h i quy, c m nh n th ng hi u đ c xem là m t nhân t quan tr ng quy t đ nh g i ti n c a khách hàng t i các ngân hàng th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh. Gi thuy t H3 đ c ch p nh n hay ta có th k t lu n trong đi u ki n các y u t khác
không đ i và v i đ tin c y 99% khi c m nh n c a khách hàng v ngân hàng càng t t thì khách hàng càng d đi đ n quy t đnh g i ti n.
K t lu n gi thuy t H4: Lòng trung thành th ng hi u và quy t đ nh g i ti n
Gi thuy t H4 phát bi u “Lòng trung thành th ng hi u c a khách hàng có
nh h ng tr c ti p đ n quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân”. Nh k t qu h i quy trên thì lòng trung thành th ng hi u là nhân t nh h ng nhi u nh t lên quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân v i v i = 0.482; partial = 0.600, p <
0.01. Gi thuy t H4 đ c ch p nh n, ta c ng có th k t lu n nh sau: v i đ tin c y
trung thành t khách hàng thì s làm cho khách hàng d dàng quy t đnh g i ti n vào ngân hàng.
K t lu n gi thuy t H5: Ni m tin th ng hi u và quy t đ nh g i ti n
Gi thuy t H5 đ c đ t ra là “Ni m tin th ng hi u có nh h ng tr c ti p
đ n quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân”. Nh đ c bi u hi n trong k t qu h i quy, ni m tin th ng hi u có nh h ng lên quy t đnh g i ti n t i ngân hàng (
= 0.141; partial = 0.272, p < 0. 01). Gi thuy t H5 c ng đ c ch p nh n, m t cách khác đ k t lu n là v i đ tin c y 99% và các y u t khác không đ i thì ni m tin vào
th ng hi u càng nhi u thì khách hàng càng d quy t đ nh g i ti n vào ngân hàng
h n.
K T LU N CH NG 2
Ch ng 2 đ c p s l c v tình hình huy đ ng ti n g i c a khách hàng cá nhân t i các ngân hàng th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh c ng nh v n
đ phát tri n th ng hi u t i các ngân hàng th ng m i trong th i gian v a qua.
Trong ch ng 2 c ng trình bày v ph ng pháp nghiên c u th c hi n trong lu n
v n nh m xây d ng và đánh giá các thang đo. Nghiên c u đ c th c hi n qua 2
b c: nghiên c u đnh tính và nghiên c u đ nh l ng. Nghiên c u s d ng công c phân tích ki m đ nh đ tin c y thang đo Cronbach’s Alpha, phân tích nhân t khám phá EFA và ch y mô hình h i quy tuy n tính b i v i n m bi n đ c l p là n m thành
ph n c a th ng hi u (hình nh th ng hi u, nh n bi t th ng hi u, ch t l ng c m nh n, lòng trung thành th ng hi u, ni m tin th ng hi u) và bi n ph thu c là quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân t i các ngân hàng th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh.K t qu h i quy cho th y c n m thành ph n c a th ng
hi u đ u tác đ ng đ n quy t đnh g i ti n c a khách hàng cá nhân t i các ngân hàng
th ng m i khu v c thành ph H Chí Minh. Trong đó, nhân t lòng trung thành
th ng hi u tác đ ng m nh nh t, ti p theo là nhân t ch t l ng c m nh n, nh n bi t th ng hi u, ni m tin th ng hi u và cu i cùng là hình nh th ng hi u.
Ch ng 3: GI I PHÁP PHÁT TRI N TH NG HI U NH M THU HÚT TI N G I C A KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN T I CÁC NGÂN HÀNG TH NG M I KHU V C THÀNH PH HÒ CHÍ MINH
3.1. nh h ng phát tri n khu v c ngân hàng đ n n m 2020
3.1.1. Nh ng nhân t chi ph i xu h ng phát tri n khu v c ngân hàng đ n n m 2020 đ n n m 2020
- Trong b i c nh toàn c u hóa và t do hóa ngày càng gia t ng, nh ng b t n
khó l ng c a th tr ng toàn c u ngày càng m nh m h n và ti n b công ngh
đang có nh ng tác đ ng m nh đ n s phát tri n h th ng tài chính trong n c và toàn c u, cách ti p c n c a các đnh ch tài chính. phù h p v i tình hình này, c n s n ng đ ng c a h th ng tài chính, đ c bi t là các đnh ch tài chính trong
n c ph i đ c v ng m nh và hi u qu .
- Kinh t tri th c cùng v i nh ng ti n b v công ngh đã xác đ nh l i các quy t c c a cu c ch i và s chuy n đ i môi tr ng mà các đ nh ch tài chính ho t
đ ng. Trong m t môi tr ng m i nh v y, kh n ng c a các đnh ch tài chính trong vi c cung c p s n ph m và d ch v m t cách hi u qu nh t s là chìa khóa xác
đnh ch c n ng và ph m vi ho t đ ng c a đnh ch tài chính. Theo đó, kh n ng thu đ c nh ng l i ích trong môi tr ng c nh tranh m i ph thu c r t nhi u vào kh
n ng và n ng l c c a các đnh ch tài chính trong vi c nhanh chóng thích nghi v i
môi tr ng m i và n m b t k p th i nh ng c h i m i.
- Thêm vào đó, t c đ phát tri n kinh t nhanh chóng và chuy n đ i môi
tr ng đã t o ra nhu c u m i c ng nh c h i cho các doanh nghi p. i u này đã đòi h i nh ng d ch v tài chính hi u qu . ng th i, s v ng m nh c a các doanh nghi p, cá nhân và h gia đình s là nhân t chính đ duy trì s n đnh c a c h