5. Ý nghĩa thực tiễn
2.2.4. Định lượng vai trò của các nhân tố rút trích đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của
tiết kiệm của khách hàng
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng yếu tố, tôi tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi quy đa biến ( mô hình hồi quy bội). Tôi muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố trên đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV bằng phân tích hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích.
Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM”, các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau:
SDDV = β0 + β1YTNV + β2CTKM+ β3UTTH + β4NTTĐ+ β5 LS + β6YTTL
•Trong đó:
- SDDV: Giá trị của biến phụ thuộc là sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm. - YTNV: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là yếu tố nhân viên.
- CTKM: Giá trị của biến độc lập thứ hai là chương trình khuyến mãi. - UTTH: Giá trị của biến độc lập thứ ba là uy tín thương hiệu.
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trương Thị Hương Xuân
- LS: Giá trị của biến độc lập thứ ba là lãi suất.
- YTTL: Giá trị của biến độc lập thứ ba là yếu tố tiện lợi.
•Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố chính không có mối tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H1: Nhân tố “YTNV” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H2: Nhân tố “CTKM” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H3: Nhân tố “UTTH” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H4: Nhân tố “NTTĐ” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H5: Nhân tố “LS” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
H6: Nhân tố “YTTL” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.
Trước khi tiến hành hồi quy các nhân tố độc lập với nhân tố “SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM”, tôi đã tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến. Sơ bộ có thể kết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc. Ngoài ra hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều bằng 0; Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation fator) đều nhỏ hơn 10, do vậy, khẳng định rằng mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng Đa cộng tuyến.
Từ kết quả các bảng dưới đây, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p – value (Sig.) < 0.05, chứng tỏ là mô hình phù hợp và cùng với đó là R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,558; có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 55.8% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích ở mức khá cao.
Bảng 2.16: Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV
Model Summaryb Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .759(a) .577 .558 .66468809 1.896
Sinh viên thực hiện: Nguyễn Trần Thùy Anh
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trương Thị Hương Xuân
Model Summaryb
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Bảng 2.17: Phân tích ANOVA ANOVAb Mô hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. 1
Hồi quy 83.030 6 13.838 31.322 .000(a)
Số dư 60.970 138 .442
Tổng 144.000 144
a. Các yếu tố dự đoán: (hằng số), TĐNV, QCKM, UTTH, NTTĐ, LS, YTTL.
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Ngoài ra, Hệ số tương quan dưới đây cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả các nhân tố đều cho kết quả p – value (Sig.) < 0,05; điều này chứng tỏ rằng có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 đối với các nhân tố này, hay các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 được chấp nhận ở mức ý nghĩa là 95%.
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trương Thị Hương Xuân
Bảng 2.18: Hệ số tương quan
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá Hệ số hồi quy chuẩn hoá T Sig. B Std. Error Beta 1 Hằng số 9.870E-017 .055 .000 1.000
Yếu tố nhân viên .345 .055 .345 6.227 .000 Chương trình khuyến
mãi .295 .055 .295 5.327 .000
Người thân tác động .420 .055 .420 7.576 .000
Lãi suất .328 .055 .328 5.924 .000
Yếu tố tiện lợi .272 .055 .272 4.905 .000 Uy tín thương hiệu .114 .055 .114 2.055 .042 Biến phụ thuộc: SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Từ những phân tích trên, ta thấy 6 biến đều có giá trị Sig. < 0.05. Vì vậy ta có được phương trình mô tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân.
SDDV = 9.870E-017 + 0.345YTNV + 0.295CTKM + 0.420NTTD + 0.3280LS + 0.272YTTL + 0.114UTTH
Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV ta có thể nhận thấy hệ số β1 = 0,345 có nghĩa là khi Nhân tố 1 thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không đổi thì làm cho sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng biến động cùng chiều 0,345 đơn vị. Đối với Nhân tố 2 có hệ số β2 = 0,295 cũng có nghĩa là Nhân tố 2 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,295 đơn vị. Đối với Nhân tố 3 có hệ số β3 = 0,420 cũng có nghĩa là Nhân tố 3 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,420 đơn vị. Đối với Nhân tố 4 có hệ số β4 = 0,328 cũng có nghĩa là Nhân tố 4 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,328 đơn vị. Đối với Nhân tố 5 có hệ số β5 = 0,272 cũng có nghĩa là Nhân tố 5 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,272 đơn vị. Đối với Nhân tố 6 có hệ
Sinh viên thực hiện: Nguyễn Trần Thùy Anh
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trương Thị Hương Xuân
số β6 = 0,114 cũng có nghĩa là Nhân tố 6 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,114 đơn vị.
Như vậy, dựa trên kết quả phân tích hổi quy đã tiến hành như ở trên, có thể nhận thấy rằng nhân tố “Người thân tác động” có tác động lớn nhất đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kệm của khách hàng , với hệ số β3 = 0,420. Nhận xét về hiện tượng này, khi khách hàng lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kệm thì họ thường tham khảo ý kiến của người thân, họ tin tưởng, có niềm tin từ đó mới chắc chắn gửi tiền tiết kiệm vào ngân hàng. Tiếp theo là nhân tố “ Yếu tố nhân viên”, thứ ba là nhân tố “Lãi suất”. Trong cuộc sống hiện nay, với dịch vụ tiền gửi, với thái độ nhân viên nhiệt tình chu đáo sẽ tạo cho khách hàng cảm thấy thoải mái khi giao dịch. Với một mức lãi suất phù hợp sẽ gia tăng lượng tiền gửi của khách hàng vào ngân hàng thay vì họ sẽ đầu tư vào một lĩnh vực kinh doanh khác.
Sơ đồ 2.2: Mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)