Dựa vào kết quả đánh giá độ tin cậy (Cronbach alpha) và đánh giá giá trị thang đo thông qua việc phân tích nhân tố (EFA), các nhân tố trích ra đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Trong đó: 6 thành phần của khái niệm nghiên cứu cho vay khách hàng cá nhân trong mô hình lý thuyết sau khiđánh giá thang đo phân tích thành 6 yếu tố bao gồm:
1. Yếu tố hữu hình: được đo bằng 5 biến quan sát 2. Độ tin cậy : được đo bằng 4 biến quan sát
3. Khả năng đáp ứng: được đo bằng 5 biến quan sát 4. Năng lực phục vụ : được đo bằng 4 biến quan sát 5. Sự cảm thông: được đo bằng 5 biến quan sát 6. Lãi suất: được đo bằng 4 biến quan sát
Sự hài lòng của KHCN vay vốn tại ngân hàng Sacombank chi nhánh Vĩnh Long: được đo bằng 3 biến quan sát
Như vậy, mô hình nghiên cứu sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA được đưa ra trong hình 4.2 bao gồm 6 biến độc lập cụ thể là yếu tố hữu hình, độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phụ vụ, sự cảm thông, lãi suất và 1 biến phụ thuộc là sự hài lòng của KHCN vay vốn ngân hàng Sacombank chi nhánh Vĩnh Long.
57
Hình 4.2.Mô hình nghiên cứu điều chỉnh từ kết quả đánh giá thang đo 4.4. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
Sau khi đánh giá thang đo bằng công cụ Cronbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, kết quả các thang đo đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định mô hình nghiên cứu bằng phương pháp phân tích tương quan các biến và phân tích hồi quy bội tuyến tính để kiểm định các giả thuyết và mô hình nghiên cứu, các yếu tố được đưa vào kiểm định là giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc nhân tố đó.
Như vậy để kiểm định mô hình trong nghiên cứu này, cần thực hiện phương trình hồi quy tuyến tính bội với 6 biến độc lập - (1) Yếu tố hữu hình, (2) Độ tin cậy, (3) Khả năng đáp ứng, (4) Năng lực phục vụ (5) Sự cảm thông (6)Lãi suất – tác động đến biến phụ thuộc là sự hài lòng của KHCN vay vốn tại ngân hàng Sacombank chi nhánh Vĩnh Long.
4.4.1. Kiểm định mô hình
4.4.1.1. Phân tích tương quan hệ số Pearson
Kết quả phân tích tương quan được trình bày trong bảng 4.6. Tất cả hệ số tương quan tuyệt đối giữa các biến dao động từ 0,013 đến 0,602. Tương quan cho thấy các yếu tố thành phần (biến độc lập) có sự tương quan tuyến tính khá chặt chẽ với nhau và tương quan với biến sự hài lòng của KHCN vay vốn (biến phụ thuộc). Trong đó, hệ số tương quan lớn nhất giữa các yếu tố thành phần với nhau là 0,602 (mối tương quan giữa sự hài lòng của KHCN vay vốn và lãi suất), hệ số tương quan nhỏ nhất là 0,013
Sự hài lòng của KHCN vay vốn tại NH Sài Gòn Thương Tín Chi Nhánh VL H1 H2 H3 H4 H5 H6 Yếu tố hữu hình (X1) Độ tin cậy (X2) Khả năng đáp ứng (X3) Năng lực phục vụ (X4) Sự cảm thông (X5) Lãi suất (X6)
58
(mối tương quan giữa năng lực phục vụ và hoạt động cho vay). Mức ý nghĩa của các hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kê sig = 0,000. Như vậy, tất cả các biến đều được đưa vào phân tích hồi quy.
Bảng 4.9: Kết quả phân tích tương quan
Y X1 X2 X3 X4 X5 X6 Tương quan (Pearson Correlation ) Y 1 .439P ** .450P ** .340P ** .013 .448P ** .602P ** X1 1 .520P ** .405P ** .066 .536P ** .419P ** X2 1 .437P ** .018 .439P ** .418P ** X3 1 .042 .447P ** .212P ** X4 1 .091 -.053 X5 1 .414P ** X6 1
**: Hệ số tương quan tại mức ý nghĩa <0,01
Ma trận tương quan (Bảng 4.6) trên cho thấy hệ số tương quan tuyệt đối r giữa các biến đều lớn hơn 0 và nhỏ hơn , các hệ số tương quan trên đều được có ý nghĩa thống kê khi hệ số sig. của chúng đều nhỏ hơn α= 0,01. Các yếu tố ảnh hưởng đến cho vay khách hàng cá nhân tại Sacombank có tương quan dương và cùng chiều đáng kể với nhau và các yếu tố này cũng có tương quan dương và cùng chiều với biến phụ thuộc là sự hài lòng của KHCN vay vốn nhưng với mức độ kém hơn. Nhìn chung, mối tương quan tuyến tính giữa ở mức độ trung bình.
4.4.1.2. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
• Kiểm định độ phù hợp của mô hình
+ Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R² (R- Square) là 0,448 và R² điều chỉnh (Adjusted R-square) là 0,440; nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu với mức 44% (hay mô hình đã giải thích được 44% sự biến thiên của biến phụ thuộc sự hài lòng của KHCN vay vốn của ngân hàng Sài Gòn Thương Tín Chi nhánh Vĩnh Long). Kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson = 1,714; nghĩa là các biến độc lập trong mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
59
Bảng 4.10: Kết quả R-Square của mô hình hồi quy tương quan theo PP Enter
Model SummaryP b Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .669P a .448 .440 .54048 .448 57.111 6 422 .000 1.714 a. Predictors: (Constant), LAI SUAT, NANG LUC PHUC VU, KHA NANG DAP UNG, YEU TO HUU HINH, DO TIN CAY, SU CAM THONG
b. Dependent Variable: CHO VAY KHCN
Trị số thống kê F trong phân tích ANOVA đạt giá trị 57,111 tại mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,05. Như vậy, mô hình hồi quy bội tuyến tính đưa ra là phù hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 4.11: Bảng ANOVA cho kiểm định F
Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương Kiểm định F Hệ số Sig. 1 Hồi quy 100.097 6 16.683 57.111 .000b Phần dư 123.272 422 .292 Tổng cộng 223.370 428 a. Dependent Variable: CHO VAY KHCN
b. Predictors: (Constant), LAI SUAT, NANG LUC PHUC VU, KHA NANG DAP UNG, YEU TO HUU HINH, DO TIN CAY, SU CAM THONG
+ Bảng 4.12 trình bày các trọng số hồi quy theo kết quả phân tích, kết quả cho thấy rằng tất cả các biến độc lập trong mô hình bao gồm: yếu tố hữu hình, độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ, sự cảm thông, lãi suất đều có tác động dương (trọng số Beta dương). Hệ số Beta chuẩn hóa từ 0,082 đến 0,278 với p<0,05. Cả 6 thành phần này đều là chỉ số dự báo tốt cho sự hài lòng khách hàng.
Mô hình hồi quy bội (Multiple Linear Regression) dùng để kiểm định giả thuyết về mối quan hệ giữa nhiều biến độc lập và một biến phụ thuộc (Nguyễn Đình Thọ, 2012). Với ý nghĩa đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm tiếnhành kiểm định giả
60
thuyết các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của KHCN vay vốn tại Sacombank CN Vĩnh Long.
Bảng 4.12: Kết quả phân tích các trọng số hồi quy Hệ số hồi quiP a Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta (Tolerance) Dung sai
VIF 6 (Constant) -0.048 .264 -.180 .857 Yếu tố hữu hình (X1) .104 .059 .083 1.752 .080 .584 1.713 Độ tin cậy (X2) .132 .049 .123 2.667 .008 .620 1.613 Khả năng đáp ứng (X3) .128 .052 .106 2.470 .014 .713 1.402 Năng lực phục vụ (X4) .014 .039 .013 .366 .714 .979 1.021 Sự cảm thông (X5) .141 .057 .116 2.498 .013 .601 1.663 Lãi suất (X6) .415 .040 .446 10.500 .000 .725 1.379 a. Biến phụ thuộc: Dịch vụ cho vay KHCN
• Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Trong sự ảnh hưởng của các biến này, yếu tố Lãi suất (βR6R= 0,446) ảnh hưởng mạnh nhất đến sự hài lòng của KHCN vay vốn tại Sacombank CN Vĩnh Long, tiếp theo là Độ tin cậy (βR2R= 0,123), Sự cảm thông (βR5R= 0,116), Khả năng đáp ứng (βR3R= 0,106) và yếu nhất là Yếu tố hữu hình (βR1R= 0,083), Kiểm định đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF cho từng biến độc lập cho thấy hầu hết VIF đều nhỏ hơn 2, như vậy, trong mô hình này không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Từ bảng 4.9, phương trình hồi quy tuyến tính bội đối với các biến có trọng số
beta chuẩn hoá,mô tả mối quan hệ giữa 6 biến độc lập - (1) Yếu tố hữu hình (2) Độ
tin cậy, (3) Khả năng đáp ứng, (4) Năng lực phục vụ, (5) Sự cảm thông, (6) Lãi suất
có tác động đến biến phụ thuộc (7) sự hài lòng của KHCN vay vốn có dạng như sau:
Y = 0,083*X1+0,123*X2+0,106*X3+0,116*X5+0,446*X6 (4.1) Trong đó : Y : Sự hài lòng của KHCN vay vốn
61 X2 : Độ tin cậy
X3 : Khả năng đáp ứng X5 : Sự cảm thông X6 : Lãi suất
Biến Năng lực phục vụ bị loại vì Sig = 0,714 > 0,10 nên không có ý nghĩa thống kê hay năng lực phục vụ có ảnh hưởng không đáng kể đến sự hài lòng của KHCN vay vốntại ngân hàng Sacombank Vĩnh Long.
Để xác định tầm quan trọng của các yếu tố tác động đến sự hài lòng của KHCN vay vốn, cần xem xét đến trọng số Beta chuẩn hoá. Từ bảng phân tích hồi quy 4.9 và xét trọng số Beta chuẩn hoá trong phương trình hồi quy (4.1) ta thấy tất cả 6 yếu tố tác động dương (hệ số Beta dương) đến sự hài lòng của KHCN vay vốn, trong đó tác động theo thứ tự giảm dần như sau: Lãi suất, Độ tin cậy, Sự cảm thông, Khả năng đáp ứng, Yếu tố hữu hình.
Lãi suất :
Từ kết quả phân tích hồi quy (4.1), xét trọng số Beta chuẩn hoá, ta thấy rằng yếu tố này có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của KHCN vay vốn vì có hệ số Beta lớn nhất (với β = 0,446 tại mức ý nghĩa Sig=0,000). Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì lãi suất cho vay của ngân hàng tăng lên hoặc giảm xuống 1 đơn vị thì sự hài lòng của KHCN vay vốn cũng tăng lên hoặc giảm xuống 0,446 lần. Như vậy, khách hàng cá nhân vay vốn của ngân hàng Sài Gòn Thương Tín chi nhánh Vĩnh Long xem yếu tố lãi suất là quan trọng nhất ảnh hưởng đến việc vay vốn của khách hàng.
Độ tin cậy:
Xét trọng số Beta chuẩn hoá ta thấy rằng yếu tố này có tác động mạnh thứ hai đến việc vay vốn của khách hàng cá nhân vì có hệ số Beta lớn thứ hai (với β = 0,123 tại mức ý nghĩa Sig=0,008). Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì độ tin cậy của khách hàng đối với ngân hàng tăng lên hoặc giảm xuống 1 đơn vị thì sự hài lòng của KHCN vay vốn tại ngân hàng cũng tăng lên hoặc giảm xuống 0,123 lần. Như vậy, khách hàng vay vốn ngân hàng xem yếu độ tin cậy là quan trọng thứ hai ảnh hưởng đến việc vay vốn của khách hàng.
62
Sự cảm thông:
Yếu tố này có tác động mạnh thứ ba đến việc vay vốn của khách hàng trong mô hình nghiên cứu với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,116) tại mức ý nghĩa Sig=0,013. Như vậy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi khách hàng cảm nhận được sự cảm thông của ngân hàng tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của KHCN vay vốn tại ngân hàng cũng tăng lên 0,116 lần và ngược lại. Như vậy, khách hàng cá nhân vay vốn của ngân hàng xem yếu tố sự cảm thông của khách hàng có ảnh hưởng quan trọng thứ ba đến việc vay vốn của khách hàng.
Khả năng đáp ứng:
Yếu tố này có tác động mạnh thứ tư đến việc vay vốn của khách hàng vì có hệ số Beta lớn thứ tư (với β = 0,106 tại mức ý nghĩa Sig=0,014). Điều này có nghĩa là khi khả năng đáp ứng của ngân hàng dành cho khách hàng tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì việc vay vốn của khách hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,106 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi. Như vậy, khách hàng vay vốn của ngân hàng xem yếu tố khả năng đáp ứng của ngân hàng có ảnh hưởng quan trọng thứ tư đến việc vay vốn của khách hàng.
Yếu tố hữu hình :
Yếu tố này có ảnh hưởng thấp nhất đến việc vay vốn khách hàng trong mô hình nghiên cứu với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,083) tại mức ý nghĩa Sig=0,080 cho thấy rằng khi khách hàng cảm nhận cơ sở vật chất, trang thiết bị, trụ sở giao dịch, phần mềm công nghệ ứng dụng…..của ngân hàng tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì khả năng vay vốn của khách hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,083 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi và do vậy, yếu tố này cũng có ảnh hưởng nhất định đến việc vay vốn của khách hàng.
4.4.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ các trọng số hồi quy chuẩn hóa đã được trình bày trong các bảng 4.8 và phương trình hồi quy tuyến tính bội 4.1 đã được phân tích trong phần trên, bảng 4.9 trình bày và giải thích chi tiết kết quả kiểm định của 6 giả thuyết nghiên cứu liên quan đã được phát biểu như sau:
63
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiêncứu Các giả thuyết Các mối quan hệ Trọng số Beta chuẩn hóa
Sig Kết quả kiểm định giả thuyết
HR1
Yếu tố hữu hình Sự hài lòng của
KHCN vay vốntại NH Sacombank VL 0,083 ,080 Được chấp nhận HR2
Độ tin cậy Sự hài lòng của KHCN
vay vốntại NH Sacombank VL 0,123 ,008 Được chấp nhận HR3
KN đáp ứng Sự hài lòng của KHCN
vay vốntại NH Sacombank VL 0,106 ,014 Được chấp nhận HR4
Năng lực phục vụ Sự hài lòng của
KHCN vay vốntại NH Sacombank VL 0,013 ,714 Không chấp nhận HR5
Sự cảm thông Sự hài lòng của KHCN
vay vốntại NH Sacombank VL 0,116 ,013 Được chấp nhận HR6
Lãi suất Sự hài lòng của KHCN vay
vốntại NH Sacombank VL 0,446 ,000 Được chấp nhận
Giả thuyết 1 (HR1R): Yếu tố hữu hình - Cho vay KHCN
Giả thuyết thứ nhất (HR1R) phát biểu rằng: “Yếu tố hữu hình có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể đến sự hài lòng của KHCN vay vốntại NH Sacombank VL”. Yếu tố hữu hình chỉ số dự báo có ý nghĩa của việc vay vốn của khách hàng (β =0,083; sig= 0,080<0,1). Hay nói cách khác, yếu tố hữu hình của ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến việc vay vốn của khách hàng với mức ý nghĩa thống kê trên 90%. Giả thuyết HR1R
được ủng hộ.
Giả thuyết 2 (HR2R): Độ tin cậy - Cho vay KHCN
Giả thuyết thứ hai đề nghị rằng:“Độ tin cậy có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể đến
sự hài lòng của KHCN vay vốntại NH Sacombank VL”. Độ tin cậy là biến dự báo tốt
cho sự hài lòng của KHCN vay vốnvới mức ý nghĩa thống kê trên 95% (β =0,123; sig = 0,008 <0,05). Giả thuyết H2 được chấp nhận.
64
Giả thuyết 3 (HR3R): Khả năng đáp ứng - Cho vay KHCN
Giả thuyết thứ ba (HR3R) phát biểu rằng:“Khả năng đáp ứng có ảnh hưởng trực
tiếp đáng kể đến sự hài lòng của KHCN vay vốntại NH Sacombank VL”. Phương tiện
hữu hình là chỉ số dự báo có ý nghĩa của sự hài lòng khách hàng (β=0,082; sig= 0,037<0,05). Hay nói cách khác, phương tiện hữu hình có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của KHCN vay vốnvới mức ý nghĩa thống kê trên 95%. Giả thuyết HR3R được ủng hộ.
Giả thuyết 4 (HR4R): Năng lực phục vụ - Cho vay KHCN
Giả thuyết thứ tư (HR4R) đề nghị rằng:“Năng lực phục vụ có ảnh hưởng trực tiếp
đáng kể đến sự hài lòng của KHCN vay vốn tại NH Sacombank VL”. Kết quả ở bảng
4.11 cho thấy năng lực phục vụ không có ảnh hưởng đến sự hài lòng của KHCN vay vốn (β=0,013; sig = 0,714 >0,1) nên không có ý nghĩa thống kê. Hay nói cách khác, năng lực phục vụ của nhân viên ngân hàng ít có ảnh hưởng đến sự hài lòng của KHCN vay vốnvới mức ý nghĩa thống kê trên 90%. Giả thuyết HR4Rbị bác bỏ.
Giả thuyết 5 (HR5R): Sự cảm thông - Cho vay KHCN
Giả thuyết thứ năm (HR5R) nói rằng:“Sự cảm thông có ảnh hưởng trực tiếp đáng
kể đến sự hài lòng của KHCN vay vốntại NH Sacombank VL”. Từ trọng số hồi quy, ta