Phương pháp phân tích hồi quy được thực hiện theo phương pháp đưa vào lần lượt (phương pháp Enter).
- Đánh giáđộ phù hợp của mô hình Bảng 4.6: Mô hình tóm tắt Model SummaryP b Hệ số R Hệ số RP 2 Hệ số RP 2 P hiệu chỉnh
Ước lượng sai
số chuẩn Durbin-Watson
0,823P
a 0,677 0,674 0,27767 2,114
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả bảng 4.6 ta thấy:
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) hệ số xác định RP
2
P
được sử dụng để đánh giá chính xác hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến và nó không phụ thuộc vào độ phóng đại của RP
2
P
. Giá trị của RP
2
P
càng lớn thì khả năng giải thích của mô hình càng cao và dự đoán biến phụ thuộc càng chính xác, với RP
2
P
hiệu chỉnh=0,674 cho biết mức độ phù hợp của tập dữ liệu đối với mô hình được xây dựng là 67,4%.
- Kiểm định độ phù hợp của mô hình Bảng 4.7: Kết quả ANOVA ANOVAP b Mô hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương Kiểm định F Sig. 1 Hồi quy 76,253 5 15,251 197,805 0,000P a Phần dư 36,391 472 0,077 Tổng 112,643 477
50
Qua bảng 4.7 ta thấy, Kết quả kiểm định cho thấy F=197,805#0 với giá trị Sig=0 . Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
- Kiểm định ý nghĩa hệ số hồi quy
Bảng 4.8: Các thông số của từng biến trong phương trình hồi quy Coefficientsa
Mô hình
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
đã chuẩn hóa Giá trị
T Sig.
Chuẩn đoán đa cộng tuyến B Độ lệch (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số 0,011 0,141 0,079 0,937 LS 0,147 0,028 0,150 5,175 0,000 0,813 1,231 TH 0,124 0,027 0,137 4,576 0,000 0,769 1,301 CL 0,098 0,027 0,111 3,597 0,000 0,722 1,385 TC 0,561 0,031 0,586 18,128 0,000 0,656 1,525 CT 0,065 0,020 0,096 3,264 0,001 0,783 1,277
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả bảng 4.8 ta thấy, sự giải thích của các biến độc lập: Lãi suất tiết kiệm(LS); Thương hiệu ngân hàng(TH); Chất lượng phục vụ của nhân viên (CL); Khảnăng tiếp cận dịch vụ (TC ); Hoạt động chiêu thị (CT) đều có ý nghĩa thống kê (giá trị sig<0,05). Vì thế, dựa vào kết quả này cho phép kết luận:
Thứ nhất, các giả thuyết: HR1R, HR2R, HR3R, HR4R, HR5Rđược đề xuất trong mô hình lý thuyết hiệu chỉnh sau khi đánh giá thang do bằng Cronbach alpha và EFA (hình 4.1) đều được chấp nhận; đồng thời, mô hình hồi quy dạng chuẩn hóa về các yếu tốảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân – Kiểm định trường hợp khách hàng của Agribank tại Tp. HCM được xác định như sau:
QD= 0,150*LS + 0,137*TH + 0,111*CL + 0,586*TC+0,096*CT
Trong đó: - QD: Quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm - LS: Lãi suất tiết kiệm
- TH: Thương hiệu ngân hàng
- CL: Chất lượng phục vụ của nhân viên - TC: Khảnăng tiếp cận dịch vụ
51
Thứ hai, mức độảnh hưởng (quan trọng) của các yếu tố đến quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân – Kiểm định trường hợp khách hàng của Agribank tại Tp. HCM được xác định như sau:
- Khả năng tiếp cận dịch vụ là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng. Cụ thể là, khi Khảnăng tiếp cận dịch vụ tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng tăng, giảm thêm 0,586đơn vị.
- Lãi suất tiết kiệm là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ hai. Cụ thể là, Lãi suất tiết kiệm khi tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng tăng, giảm 0,150 đơn vị.
- Thương hiệu ngân hàng là yếu tốảnh hưởng mạnh thứ ba. Cụ thểlà, thương hiệu ngân hàng tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng tăng, giảm 0,137đơn vị.
- Chất lượng phục vụ của nhân viên là yếu tốảnh hưởng mạnh thứtư. Cụ thể là, khi Chất lượng phục vụ của nhân viên tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng tăng, giảm 0,111đơn vị.
- Cuối cùng, Hoạt động chiêu thị là yếu tốảnh hưởng yếu nhất. Cụ thể là, khi Hoạt động chiêu thịtăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng tăng, giảm 0,096đơn vị.