Tại mục 3.1.2, tác giả đã phân tích về hành vi gia hạn/tất toán tài khoản tiền gửi của khách hàng cá nhân tại 06 loại kỳ hạn khác nhau từ 01 tháng đến 06 tháng. Tuy nhiên các phân tích trên mới chỉ dừng lại ở góc độ tổng quan, chưa so sánh được hành vi diễn ra có khác nhau theo các nhân tố có thể ảnh hưởng đến như địa bàn (chi nhánh mở tài khoản), giá trị của số tiền gửi (loại khách hàng). Để tiến hành được việc so sánh này, ta tiếp tục xem xét các kết quả thống kê theo phương pháp Kaplan - Meier và kết quả hồi quy của mô hình Cox cụ thể như sau:
3.1.3.1. Kết quả thống kê Kaplan - Meier theo nhân tố chi nhánh
Kết quả kiểm định Log-rank (Chi bình phương - kiểm tra khả năng khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các chi nhánh với nhau) theo từng đối tượng phân tích được tổng hợp tại bảng sau:
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định Log-rank cho nhân tố chi nhánh
STT Đối tượng phân tích Chi-Square df Sig.
1 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 01 tháng 1145,488 20 ,000
2 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 02 tháng 150,639 20 ,000
3 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 03 tháng 449,365 20 ,000
4 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 04 tháng 32,283 20 ,040
5 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 05 tháng 30,782 16 ,014
6 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 06 tháng 660,806 20 ,000
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Từ bảng trên ta thấy, sự khác biệt về hàm sống sót tích lũy giữa các chi nhánh khác nhau đều có ý nghĩa thống kê tại mọi loại kỳ hạn gửi tiền do p (Sig.) đều nhỏ
hơn 0,05. Tức là ta có thể bác bỏ giả thiết H0 trong cặp giả thiết H0 - H1 trong phân tích cả 06 loại kỳ hạn.
Lưu ý riêng với đối tượng là tài khoản tiền gửi kỳ hạn 05 tháng, bậc tự do của kiểm định Log-rank là 16 khác biệt với các đối tượng còn lại do dữ liệu không đủ để thống kê xác suất tồn tại/đóng của một số chi nhánh. Điều này có nghĩa là có một số chi nhánh chỉ có dữ liệu tài khoản tiền gửi kỳ hạn 05 tháng đều đang còn tồn tại (chưa phát sinh tài khoản nào bị đóng) hoặc ngược lại đều đã đóng (hiện không còn khác hàng nào mở tài khoản loại này nữa).
3.1.3.2. Kết quả thống kê Kaplan - Meier theo nhân tố số dư
Kết quả kiểm định Log-rank (kiểm tra khả năng khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các nhóm số dư tài khoản với nhau) theo từng đối tượng phân tích được tổng hợp tại bảng sau:
Bảng 3.2. Kết quả kiểm định Log-rank cho nhân tố số dư tiền gửi
STT Đối tượng phân tích Chi-Square df Sig.
1 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 01 tháng 672,755 3 ,000
2 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 02 tháng 9,927 3 ,019
3 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 03 tháng 83,126 3 ,000
4 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 04 tháng 6,052 3 ,109
5 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 05 tháng 6,978 3 ,073
6 Tài khoản tiền gửi kỳ hạn 06 tháng 1007,952 3 ,000
(Nguồn: IBM SPSS Statistics)
Từ bảng trên ta thấy, sự khác biệt về hàm sống sót tích lũy giữa các nhóm số dư tiền gửi khác nhau có ý nghĩa thống kê với tiền gửi kỳ hạn 01, 02, 03, 06 tháng do do p (Sig.) đều nhỏ hơn 0,05. Trong khi đó kiểm định Log-rank cho sự khác biệt giữa các nhóm số dư tiền gửi khác nhau của tiền gửi kỳ hạn 04, 05 tháng có p (Sig.) > 0,05 tức là sự khác nhau giữa các nhóm số dư tiền gửi khác nhau của tiền gửi kỳ hạn 04, 05 tháng là không có ý nghĩa thống kê.
Do đó, với mỗi cặp giả thiết I0 - I1 trong phân tích từng loại kỳ hạn gửi tiền, ta chỉ có thể bác bỏ giả thiết I0 cho các kỳ hạn gửi tiền 01, 02, 03, 06 tháng và chưa đủ
3.1.3.3. Kết quả mô hình hồi quy Cox đa biến
Như kết quả đã nêu tại các mục trên, nếu xét trong mối quan hệ đơn biến thì có khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các chi nhánh với nhau trong tất cả các loại kỳ hạn tài khoản tiền gửi được nghiên cứu và có khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các nhóm số dư với nhau trong các loại kỳ hạn tiền gửi 01, 02, 03 và 06 tháng.
Tuy nhiên, câu hỏi đặt ra là các kết luận trên có còn đúng trong phân tích đa biến hay có khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các nhóm chi nhánh trong cùng một nhóm số dư và ngược lại không. Để trả lời câu hỏi này, ta sử dụng kiểm định Wald (tương tự kiểm định Log-rank nhưng áp dụng trong các mô hình đa biến). Kết quả kiểm định Wald (kiểm tra khả năng khác biệt về hàm phân phối xác suất tích lũy giữa các chi nhánh/nhóm số dư với nhau) theo từng đối tượng phân tích được tổng hợp tại bảng sau:
Bảng 3.3. Kết quả kiểm định Wald trong mô hình hồi quy Cox
STT Đối tượng
phân tích
Biến phụ thuộc
Wald df Sig.
1 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 01 tháng
Chi nhánh 156,688 1 ,000
Nhóm số dư 43,734 1 ,000
2 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 02 tháng
Chi nhánh 9,953 1 ,002
Nhóm số dư ,062 1 ,803
3 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 03 tháng
Chi nhánh 147,177 1 ,000
Nhóm số dư 15,449 1 ,000
4 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 04 tháng
Chi nhánh ,964 1 ,326
Nhóm số dư 1,322 1 ,250
5 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 05 tháng
Chi nhánh 1,409 1 ,235
Nhóm số dư 2,953 1 ,086
6 Tài khoản tiền gửi kỳ
hạn 06 tháng
Chi nhánh 120,158 1 ,000
Nhóm số dư ,296 1 ,586
Từ bảng trên ta suy ra:
- Với đối tượng là tài khoản tiền gửi kỳ hạn 01 tháng, 03 tháng:
Biến Chi nhánh có p (Sig.) < 0,05, suy ra có thể bác bỏ giả thiết H0 (trong
cặp giả thiết H0 - H1),
Biến Nhóm số dư cũng có p (Sig.) < 0,05, suy ra có thể bác bỏ giả thiết giả
thiết I0 (trong cặp giả thiết I0 - I1),
Có thể kết luận: xác suất tồn tại tích lũy của tài khoản phụ thuộc và Chi
nhánh và Nhóm số dư.
- Với đối tượng là tài khoản tiền gửi kỳ hạn 02, 06 tháng:
Biến Chi nhánh có p (Sig.) < 0,05, suy ra có thể bác bỏ giả thiết H0 (trong
cặp giả thiết H0 - H1),
Biến Nhóm số dư có p (Sig.) > 0,05, suy ra chưa có cơ sở để bác bỏ giả
thiết giả thiết I0 (trong cặp giả thiết I0 - I1),
Có thể kết luận: xác suất tồn tại tích lũy của tài khoản phụ thuộc và Chi nhánh.
- Với đối tượng là tài khoản tiền gửi kỳ hạn 03 tháng, 04 tháng:
Biến Chi nhánh có p (Sig.) > 0,05, suy ra chưa có cơ sở để bác bỏ giả thiết
giả thiết H0 (trong cặp giả thiết H0 - H1),
Biến Nhóm số dư cũng có p (Sig.) > 0,05, suy ra chưa có cơ sở để bác bỏ giả
thiết giả thiết I0 (trong cặp giả thiết I0 - I1),
Chưa thể kết luận về mối liên hệ giữa xác suất tồn tại tích lũy với Chi nhánh
và Nhóm số dư. Kết quả này đặt ra yêu cầu cần thay đổi biến phụ thuộc hoặc hiệu chỉnh các biến phụ thuộc hiện tại để đưa ra được một mô hình hồi quy phù hợp hơn.
Do giới hạn về thời gian và dữ liệu nghiên cứu cũng như xét trên mục đích nghiên cứu là đưa ra được các đề xuất nhằm nâng cao hiệu quả huy động vốn, tác giả sẽ tiếp tục tiến hành so sánh xác suất tồn tại tích lũy theo nhân tố chi nhánh đối với từng đối tượng tài khoản tiền gửi kỳ hạn 01, 02, 03 và 06 tháng cũng như so sánh xác suất tồn tại tích lũy theo nhân tố nhóm số dư với từng đối tượng tài khoản tiền gửi kỳ hạn 01 và 03 tháng.