Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng thành phần tác động đến xu hướng duy trì số dư. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập (1) SUHUUHINH (2) DOTINCAY, (3) SUCAMTHONG, (4) ĐAMBAO, (5) ĐAPUNG và một biến phụ thuộc DUYTRISODU. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể của các biến (Enter) với phần mềm SPSS 20.0. Kết quả hồi quy thu được như sau:
Bảng 4.31: Kết quả phân tích các trọng số hồi quy
Model Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig. B Std. Error β VIF 1 (Constant) -.612 .283 -2.164 .032 SUHUUHINH .126 .044 .158 2.847 .005 1.269 DOTINCAY .206 .040 .278 5.142 .000 1.204 SUCAMTHONG .276 .059 .247 4.663 .000 1.156 DAMBAO .400 .063 .370 6.382 .000 1.383 DAPUNG .134 .057 .125 2.374 .019 1.139
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS)
Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin Watson 1 .774a .599 .587 .49353 2.015
59 ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 60.107 5 12.021 49.356 .000a Residual 40.189 165 .244 Total 100.296 170
a.Predictors: (Constant), DAPUNG, DOTINCAY, SUCAMTHONG, SUHUUHINH, DAMBAO b.Dependent Variable: DUYTRISODU
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R² (R- Square) là 0.599 và
R² điều chỉnh (Adjusted R-square) là 0,587; nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu với mức 58,7% (hay mô hình đã giải thích được 58,7% sự biến thiên của biến phụ thuộc quyết định duy trì số dư khách hàng trong việc gửi tiết kiệm tại VietinBank Vĩnh Long). Kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson = 2,015; nghĩa là các biến độc lập trong mô hình không có hiện tượng tự tương quan. Các hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Trị số thống kê F trong phân tích ANOVA đạt giá trị 49.356 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.
Từ bảng 4.26, phương trình hồi quy tuyến tính bội đối với các biến có trọng số beta chuẩn hoá, mô tả mối quan hệ giữa 5 biến độc lập - “Mức độ đảm bảo”, “Độ tin cậy”, “Sự cảm thông”, “Sự hữu hình”, “Khả năng đáp ứng” có tác động đến biến phụ thuộc “quyết định duy trì số dư gửi tiết kiệm” của khách hàng có dạng như sau :
DUYTRISODU=0,158*SUHUUHINH+0,278*DOTINCAY+0,247*SUCAMTHONG + 0,370* DAMBAO + 0,125* DAPUNG
(4.1) Bình luận kết quả phân tích hồi quy
Các biến được đưa vào phân tích yếu tố, 21 biến trên tải (load) vào 5 yếu tố khác nhau. Sau đó ta đem 5 yếu tố này phân tích hồi quy. Kết quả cuối cùng vẫn còn 5 yếu tố giải thích cho biến duy trì số dư, trong đó “Mức độ đảm bảo” (β=0.370), “Độ tin cậy” (β=0.278), “Sự cảm thông” (β=0.247), “Sự hữu hình” (β=0.158 ), “Khả năng đáp ứng” (β=0.125).
60
Mức độ đảm bảo: Từ kết quả phân tích hồi quy (4.26), xét trọng số Beta chuẩn hoá, ta thấy rằng yếu tố này có tác động mạnh nhất đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng vì có hệ số Beta lớn nhất (với β = 0,370 tại mức ý nghĩa Sig=0,000). Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì niềm tin mà khách hàng dành cho nhân viên ngân hàng tăng lên hoặc giảm xuống 1 đơn vị thì quyết định duy trì số dư của khách hàng cũng tăng lên hoặc giảm xuống 0,370 lần. Như vậy, khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng xem yếu tố mức độ đảm bảo là quan trọng nhất ảnh hưởng đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK 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 quyết định duy trì số dư của khách hàng vì có hệ số Beta lớn thứ hai (với β = 0,278 tại mức ý nghĩa Sig=0,005). Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì sự tin cậy của khách hàng dành cho ngân hàng tăng lên hoặc giảm xuống 1 đơn vị thì quyết định duy trì số dư của khách hàng cũng tăng lên hoặc giảm xuống 0,278 lần. Như vậy, khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng cũng xem yếu tố độ tin cậy là quan trọng thứ hai ảnh hưởng đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng.
Sự cảm thông: Yếu tố này có tác động mạnh thứ ba đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng trong mô hình nghiên cứu với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,247) tại mức ý nghĩa Sig=0,000. 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 quyết định duy trì số dư của khách hàng cũng tăng lên 0,247 lần và ngược lại. Như vậy, khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng xem yếu tố sự cảm thông của ngân hàng có ảnh hưởng quan trọng thứ ba đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng.
Sự hữu hình: Yếu tố này có ảnh hưởng thấp quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng trong mô hình nghiên cứu với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,158) tại mức ý nghĩa Sig=0,032 cho thấy rằng khi khách hàng cảm nhận cơ sở vật chất, trang thiết bị, tờ rơi, công nghệ…..của ngân hàng tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,158 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi và do vậy, yếu tố
61
này cũng có ảnh hưởng nhất định đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng.
Khả năng đáp ứng: Yếu tố này có ảnh hưởng thấp nhất đến quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng trong mô hình nghiên cứu với hệ số Beta chuẩn hoá (β = 0,125) tại mức ý nghĩa Sig=0,000 cho thấy rằng khi khách hàng cảm nhận khả năng đáp ứng nhanh chóng, kịp thời…..của ngân hàng tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,125 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 quyết định duy trì số dư tiền gửi TK của khách hàng.