4.3.2.1 Cronbach Alpha thang đo các yếu tố ảnh hưởng
Nhóm các yếu tố tác động đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng bao gồm 18 biến quan sát, trong đó yếu tố thương hiệu được đo bằng 3 biến quan sát, từ biến quan sát thứ 1 đến thứ 3. Yếu tố lãi suất được đo bằng 3 biến quan sát là từ biến quan sát thứ 4 đến thứ 6. Yếu tố kênh phân phối được đo bằng 4 biến quan sát là từ biến quan sát thứ 7 đến 10. Yếu tố chất lượng dịch vụ được đo bằng 4 biến quan sát từ 11 đến 15. Yếu tố hậu mãi được đo bằng 3 biến quan sát từ 15 đến 18.
Kết quả Cronbach Alpha của thành phần thang đo thương hiệu bao gồm 3 biến quan sát, tất cả các biến đều đạt tiêu chuẩn và hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,886 (>0,6);
do đó 3 biến đo lường còn lại này được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo. Bảng 4.13: Cronbach Alpha thành phần thang đo các yếu tố ảnh hưởng
Biến quan sát Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến này Thương hiệu (Alpha = 0,886)
VCB là ngân hàng được nhiều người biết đến 0,760 0,853
VCB là ngân hàng uy tín 0,748 0,863
VCB hoạt động lâu năm trong ngành ngân hàng 0,825 0,794
Lãi suất(Alpha = 0,840)
Lãi suất tiền gửi tiết kiệm tại VCB cạnh tranh 0,652 0,835
Lãi suất tiền gửi tiết kiệm của VCB linh hoạt theo từng
sản phẩm tiết kiệm 0,779 0,703
Lãi suất tiền gửi tiết kiệm của VCB linh hoạt theo từng
sản phẩm tiết kiệm 0,692 0,792
Kênh phân phối (Alpha = 0,832)
Mạng lưới giao dịch (Chi nhánh, PGD) của VCB rộng khắp 0,752 0,752 Địa điểm giao dịch của VCB thuận tiện, an toàn cho khách hàng 0,564 0,830 Cơ sở vật chất của VCB hiện đại, tiện nghi, sạch sẽ 0,641 0,797 Kênh phân phối giao dịchđiện tử (VCB online) tiện lợi, an toàn,
bảo mật cao 0,700 0,769
Chất lượng dịch vụ(Alpha = 0,791)
Thủ tục gửi tiền tiết kiệm đơn giản, dễ hiểu, dễ thực hiện 0,661 0,726 Thời gian xử lý giao dịch tiền gửi tiết kiệm nhanh 0,637 0,733 Thái độ phục vụ của nhân viên VCB chuyên nghiệp, lịch sự 0,679 0,726 Khách hàng gửi tiền tiền tiết kiệm tại VCB được giải đáp
thắc mắc kịp thời 0,279 0,890
Sản phẩm tiết kiệm tại VCB đa dạng, tiện ích 0,819 0,674
Hậu mãi (Alpha = 0,767)
VCB có nhiều chương trình khuyến mãi hấp dẫn cho
khách hàng gửi tiết kiệm 0,570 0,719 Chương trình khuyến mãi của VCB thiết thực 0,626 0,657
VCB có chính sách chăm sóc khách hàng tốt 0,603 0,683
Thành phần lãi suất được đo lường bằng 3 biến quan sát và hệ số Cronbach’s
Alpha là 0.840 đạt tiêu chuẩn cho phép, do đó 3 biến đo lường này được sử dụng trong
phân tích EFA.
Thành phần kênh phân phối được đo lường bằng 4 biến quan sát, có hệ số
Cronbach’s Alpha là 0,832. Các hệ số tương quan biến tổng đều đạt tiêu chuẩn và cao hơn mức 0,3. Vì vậy, các biến đo lường này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thành phần chất lượng dịch vụ được đo lường bằng 5 biến quan sát. Thành phần (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
này có Cronbach Alpha là 0,791 đạt tiêu chuẩn cho phép. Tuy nhiên có một yếu tố là:
“Khách hàng gửi tiền tiền tiết kiệm tại VCB được giải đáp thắc mắc kịp thời” có hệ số tương quan biến tổng 0,279(< tiêu chuẩn 0,3) do đó biến này bị loại khi sử dụng trong
phân tích EFA. Thực hiện phân tích Cronbach Alpha một lần nữa, ta thấy các biến còn lại đủ tiêu chuẩn nên được đưa vào phân tích EFA.
Thành phầnhậu mãi được đo lường bằng 3 biến quan sát có hệ số Cronbach Alpha
là 0,890 và tương quan biến tổng của 3 quan sát này đều cao hơn tiêu chuẩn cho phép 0,3. Vì vậy các biến được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
4.3.2.2 Cronbach Alpha thang đo quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Vietcombank Đồng Tháp.
Bảng 4.14: Cronbach Alpha thành phần thang đo quyết định gửi tiền
Biến quan sát Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến này (Alpha = 0.821)
Anh/Chị sẽ gửi tiết kiệm tại VCB khi có nhu cầu 0,657 0,776
Anh/Chị hoàn toàn yên tâm vì gửi tiết kiệm tại VCB 0,719 0,708
Anh/Chị sẽ giới thiệu cho người khác gửi tiết kiệm tại VCB 0,660 0,773
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu
Thành phần quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng bao gồm 3 biến quan sát, đó là biến quan sát 19, 20, 21. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần này được trình bày trong bảng 16 bên trên.
Thang đo về sự hài lòng của khách hàng được đo bằng 3 biến quan sát, có hệ số Cronbach
đó, các biến đo lường này sẽ được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo. 4.3.3 Kết quả phân tích yếu tố khám phá EFA
4.3.3.1 Phân tích EFA các yếu tố ảnh hưởng
Trong phân tích Cronbach Alpha thang đo các yếu tố ảnh hưởng, có duy nhất một biến quansát bị loại khỏi phân tích EFA,biến quan sát đó là: Khách hàng gửi tiền tiền tiết kiệm tại VCB được giải đáp thắc mắc kịp thời thuộc nhóm yếu tố “Chất lượng dịch vụ”(Ký hiệu CLDV4) do có hệ số tương quan biến tổng 0,279(< tiêu chuẩn 0,3) do đó biến này bị loại khi sử dụng trong phân tích EFA.
Tiếp tục phân tích Cronbach Alpha lần thứ hai thì kết quả 17 biến còn lại đều đạt yêu cầu( Kết quả Cronbach Alpha lần 2 ở phần phụ lục). Vậy thực hiện phân tích EFA với 17 biến đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng, kết quả được nhóm thành 5 thành phần. Kết quả phân tích được trình bày trong bảng bên trên.
Sử dụng phương pháp trích yếu tố là Principal axis factoring với phép quay Promax khi phân tích nhân tố (EFA) cho 17 biến quan sát ban đầu, kết quả không có yếu tố nào bị loại do các biến quan sát có hệ số tải nhân tố (Factor loading) đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (>0,3). Đồng thời, kiểm định Bartlett’s cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05) với hệ số KMO = 0,783 (0,5 < KMO< 1) chứng tỏ phân tích EFA cho việc nhóm các biến này lại với nhau là thích hợp.
Kết quả EFA cho thấy có 5 yếu tố được trích tại Eigenvalue là 1,314 và tổng phương sai trích là 74,34% lớn hơn 50%, tức là khả năng sử dụng 5 yếu tố này để giải
thích cho 17 biến quan sát ban đầu là 74,34%.
Với phương pháp trích yếu tố là Principal axis factoring, phép quay Promax, thì:
Yếu tố thứ nhất bao gồm 4 biến quan sát, nội dung của 4 biến này thể hiện nội dung liên quan đến chất lượng dịch vụ, vì vậy đặt tên cho yếu tố thứ nhất là Chất lượng dịch vụ.
Yếu tố thứ hai bao gồm 4 biến quan sát, nội dung của 4 biến này cho biết kênh phân phối sản phẩm dịch vụ tiền gửi tiết kiệm, vì vậy đặt tên cho yếu tố thứ hai là Kênh
Yếu tố thứ ba có 3 biến quan sát, nội dung của 3 biến này thể hiện nội dung liên quan đến thương hiệu của ngân hàng, vì vậy yếu tố thứ ba có tên gọi là Thương hiệu.
Yếu tố thứ tưcó 3 biến quan sát, thể hiện nội dung khách hàng đánh giá lãi suất của ngân hàng nên đặt tên là Lãi suất.
Bảng 4.15: Phân tích EFA thành phần thang đo các yếu tố ảnh hưởng
Biến quan sát Các nhân tố
1 2 3 4 5 CLDV5 0,910 CLDV2 0,834 CLDV3 0,825 CLDV1 0,743 KPP1 0,862 KPP4 0,850 KPP3 0,792 KPP2 0,700 TH3 0,878 TH1 0,863 TH2 0,839 LS2 0,904 LS3 0,813 LS1 0,805 HM2 0,839 HM3 0,799 HM1 0,787
Phần trăm phương sai của từng nhân tố 1,314 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Phương sai tổng hợp của từng nhân tố 74,345
Hệ số KMO (kiểm định Bartlett’s) 0,783
Mức ý nghĩa (sig.) 0,0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu
Yếu tố thứ năm bao gồm 3 biến quan sát, nội dung của 3 biến này có liên quan đến các chương trình khuyến mãi và chăm sóc khách hàng, vì vậy đặt tên cho nhóm thứ năm là Hậu mãi.
Trong phân tích EFA, sử dụng phương pháp trích yếu tố Principal axis factoring
với phép quay Promax, kết quả 3 biến quan sát có hệ số tải nhân tố (Factor loading) đều cao hơn tiêu chuẩn cho phép là 0,3. Vì vậy thang đo quyết định gửi tiền của khách hàng được sử dụng cho phân tích hồi quy tiếp theo.
Bảng 4.16: Phân tích EFA thành phần thang đo quyết định gửi tiết kiệm
Biến quan sát Quyết định
gửi tiền
Anh/Chị sẽ gửi tiết kiệm tại VCB khi có nhu cầu 0.884
Anh/Chị hoàn toàn yên tâm vì gửi tiết kiệm tại VCB 0.849
Anh/Chị sẽ giới thiệu cho người khác gửi tiết kiệm tại VCB 0.845
Phần trăm phương sai của từng nhân tố 2.217
Phương sai tổng hợp của từng nhân tố 77.883
Hệ số KMO (kiểm định Bartlett’s) 1.711
Mức ý nghĩa (sig.) 0,000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu
Theo kết quả phân tích, giả thuyết HR0R là các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể đã bị bác bỏ bởi kiểm định Bartlett’s (Mức ý nghĩa = 0,000 < 0,05), đồng thời hệ số KMO = 0,5 do đó phân tích nhân tố (EFA) cho việc nhóm các biến của thang đo quyết định gửi tiền với nhau là thích hợp. Phân tích EFA đối với sự hài lòng, kết quả trích được 1 yếu tố tại phươngsai tổng hợp từng nhân tố là 2,217 và tổng phương sai trích được là 77,883% lớn hơn 50%. Yếu tố này được đặt tên là quyết định gửi tiết kiệm.
4.3.4 Kết quả hồi quy
4.3.4.1 Giải thích mô hình hồi quy
Để đạt được mục tiêu nghiên cứu là quyết định gửi tiền của khách hàng tại
Vietcombank, đề tài đã sử dụng mô hình hồi quy như sau:
QD = βR0R + βR1RTH + βR2RLS + βR3RKPP + βR4RCLDV + βR5RHM + ε
4.3.4.2 Kiểm định phương trình hồi quy
Mục tiêu của phần này là xem xét mức độ phù hợp của mô hình hồi quy quyết định gửi tiền của khách hàng nghĩa là ta xem xét quyết định của khách hàng gởi tiền có quan
hệ tuyến tính với toàn bộ các yếu tố mà ta đưa ra trong mô hình hồi quy hay không. Để tiến hành việc kiểm định này, trước hết ta cần đặt giả thuyết:
HR0R: βRiR = 0: Các yếu tố như: thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi không ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng tại Vietcombank chi nhánh Đồng Tháp.
HR1R: βRiR ≠ 0: Các yếu tố như: thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng tại Vietcombank chi nhánh Đồng Tháp.
Với mức ý nghĩa α = 5% hay độ tin cậy 95% (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Ta bác bỏ giả thuyết HR0R khi: Sig. < 5% nghĩa là có tồn tại mối quan hệ tuyến tính
giữa quyết định gửi tiền của khách hàng với ít nhất một trong các yếu tố thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi.
Ta chấp nhận giả thuyết HR0Rkhi: Sig. ≥ 5% nghĩa là không tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa quyết định gửi tiền củakhách hàng với ít nhất một trong các yếu tố thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi.
4.3.4.3 Kiểm định các yếu tố trong phương trình hồi quy
Sau khi kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể, vấn đề tiếp theo mà ta cần quan tâm là ta xem xét từng yếu tố của mô hình hồi quy có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng hay không. Ta tiến hành công việc kiểm định yếu tố trong phương trình hồi quy với mức ý nghĩa α = 5%.
+ Ta kiểm định xem biến “thương hiệu” có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng hay không, ta đặt giả thuyết:
HR0R: βR1R= 0: Thương hiệu không ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của
khách hàng.
HR1R: βR1R ≠ 0: Thương hiệu có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách
hàng.
Dựa vào mức ý nghĩa sig. của kiểm định sự tương quanta sẽ kết luận về việc chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết HRoR. Với mức ý nghĩa α = 1% hay độ tin cậy 99%,
Ta bác bỏ giả thuyết HR0R khi: Sig. < 1% nghĩa là thương hiệu có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng.
Ta chấp nhận giả thuyết HR0 R khi: Sig. ≥ 1% nghĩa là thương hiệu không có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng.
+ Thực hiện kiểm định tương tự như trên đối với các biến còn lại trong mô hình
hồi quy như: Lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi.
Trước khi thực hiện hồi quy để đi đến kết quả kiểm địnhnhư hiện tượngtự tương
quan, đa cộng tuyến…
4.3.4.4 Kiểm định quan hệ đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Khi có hiện tượng đa cộng tuyến thì các biến độc lập sẽ cung cấp những thông tin rất giống nhau, đồng thời làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê trong kiểm định ý nghĩa của từng yếu tố của mô hình hồi quy. Vì vậy, ta cần tiến hành kiểm định quan hệ đa cộng tuyến trước khi tiến hành xây dựng mô hình hồi quy.
4.3.4.5 Giải thích kết quả của mô hình hồi quy
Kết luận về tính phù hợp của mô hình
Bảng 4.17: Kiểm tra sự tương quan giữa các biến độc lập
TH LS KPP CLDV HM QD TH Pearson Correlation 1 .295P ** .232P ** .406P ** .258P ** .530P ** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 240 240 240 240 240 240 LS Pearson Correlation .295P ** 1 .286P ** .321P ** -.062 .490P ** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .339 .000 N 240 240 240 240 240 240 KPP Pearson Correlation .232P ** .286P ** 1 .276P ** -.017 .444P ** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .798 .000 N 240 240 240 240 240 240 CLDV Pearson Correlation .406P ** .321P ** .276P ** 1 .259P ** .556P ** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 240 240 240 240 240 240 HM Pearson Correlation .258P ** -.062 -.017 .259P ** 1 .299P ** Sig. (2-tailed) .000 .339 .798 .000 .000 N 240 240 240 240 240 240 QD Pearson Correlation .530P ** .490P ** .444P ** .556P ** .299P ** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 240 240 240 240 240 240
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Kết quả bên trên, ta thấy rằng với mức ý nghĩa quan sát ta thấy rằng Sig.= 0,000 < 0,01 nên ta có thể bác bỏ giả thuyết HR0R, có nghĩa là có tồn tại mối liên hệ tuyến tính giữa quyết định gửi tiền của khách hàng với ít nhất một trong các yếu tố: thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi. Và do đó hàm hồi quy có thể thực hiện được.Tuy nhiên kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy một số biến độc lập có sự tương quan với nhau. Do đó khi phân tích hồi quy cần phải chú ý đến vấn đề đa cộng tuyến.
Bảng kết quả trên cho thấy các biến số như: Thương hiệu, lãi suất, kênh phân phối, chất lượng dịch vụ, hậu mãi có hệ số dương, nghĩa là quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng có tương quan thuận chiều với các yếu tố trên.
Theo bảng kết quả xử lý dữ liệu (phụ lục kết quả chạy hồi quy) ta thấy hệ số VIF là rất nhỏ (<10), nên mô hình hồi quy đạt yêu cầu, không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Kết luận về khả năng giải thích của mô hình
Bảng 4.18: Kết quả phân tích hồi quy quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng tại VCB
chi nhánh Đồng Tháp. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Các biến độc lập Hệ số hồi quyβ Sai số chuẩn Mức ý nghĩa
-0,475 0,242 0,051
Thương hiệu (X1) 0,172 0,035 0,000
Lãi suất (X2) 0,192 0,033 0,000
Kênh phân phối (X3) 0,268 0,051 0,000
Chất lượng dịch vụ (X4) 0,261 0,052 0,000 Hậu mãi (X5) 0,197 0,047 0,000 Số quan sát (N) = 240 Hệ số R = 0,755P