Bảng 4.26: Bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy
Coefficientsa Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng số -1,071 0,261 -4,110 0,000 TLCTTK 0,076 0,032 0,081 2,391 0,017 0,913 1,096 SKTCS -0,011 0,041 -0,011 -0,273 0.785 0,672 1.486 ĐCMBH 0,407 0,045 0.367 8,976 0,000 0,625 1,600 RCMBH 0,007 0,046 0,006 0,160 0,873 0,675 1,480 NTGTSP 0,280 0,042 0,233 6,697 0,000 0,860 1,163 THCT -0,080 0,048 -0,067 -1,674 0,095 0,662 1,511 DVKH 0,091 0,033 0.093 2,712 0,007 0,890 1,123 KNMBHTĐ 0,303 0,035 0,317 8,662 0,000 0,780 ,0282 YKNT 0,275 0,039 0,262 6,967 0,000 0,736 1,359
Các yếu tố Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm, Động cơ mua BHNT, Nhận thức giá trị SP, Kinh nghiệm mua BH trước đây, Ý kiến người thân có mức ý nghĩa < 0,05 nên đây là các yếu tố chính ảnh hưởng đến Quyết định tham gia BHNT. Yếu tố DV KH
có mức ý nghĩa < 0,05 và có hệ số Beta chuẩn hóa rất nhỏ (β=0,093) có thể thấy yếu tố này tác động rất yếu đến yếu tố Quyết định tham gia BHNT.
Có 3 yếu tố là Sự kiện trong cuộc sống, Rào cản trong việc mua BHNT và
Thương hiệu công ty có mức ý nghĩa > 0,05. Vì vậy tác giả tiến hành loại lần lượt từng yếu tố.
Loại yếu tố lần 1: Sự kiện trong cuộc sống
Bảng 4.27: Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình sau khi loại yếu tố lần 1
Mô hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin-Watson
1 0,814a 0,663 0,657 0,52233 1,554
Bảng 4.28: Bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy sau khi loại yếu tố lần 1 Coefficientsa Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng số -1,090 0,251 -4,350 0,000 TLCTTK 0,076 0,032 0,081 2,400 0,017 0,913 1,095 ĐCMBH 0,406 0,045 0,367 8,986 0,000 0,625 1,599 RCMBH 0,000 0,038 0,000 0,012 0,991 0,968 1,033 NTGTSP 0,280 0,042 0,233 6,701 0,000 0,862 1,160 THCT -0,080 0,048 -0,067 -1,680 0,094 0,662 1,511 DVKH 0,090 0,033 0,093 2,708 0,007 0,892 1,122 KNMBHTĐ 0,304 0,035 0,318 8,727 0,000 0,785 1,273 YKNT 0,276 0,039 0,263 7,020 0,000 0,740 1,351
Loại yếu tố lần 2: Rào cản mua trong việc mua BHNT
Bảng 4.29: Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình sau khi loại yếu tố lần 2
Mô hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin-Watson
1 0,816a 0,666 0,658 0,52085 1,555
Bảng 4.30: Bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy sau khi loại yếu tố lần 2 Coefficientsa Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng số -1,088 0,206 -5,286 0,000 TLCTTK 0,076 0,032 0,081 2,404 0,017 0,913 0,095 ĐCMBH 0,406 0,045 0,367 9,001 0,000 0,625 1,599 NTGTSP 0,280 0,041 0,233 6,776 0,000 0,878 1,139 THCT -0,080 0,048 -0,067 -1,683 0,093 0,662 1,510 DVKH 0,090 0,033 0,093 2,715 0,007 0,894 1,118 KNMBHTĐ 0,304 0,035 0,318 8,789 0,000 0,794 1,259 YKNT 0,276 0,039 0,263 7,032 0,000 0,740 1,351
Loại yếu tố lần 3: Thương hiệu công ty
Bảng 4.31: Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình sau khi loại yếu tố lần 3
Mô hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin-Watson
Bảng 4.32: Bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy sau khi loại yếu tố lần 3 Coefficientsa Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng số -1,240 0,186 -6,672 0,000 TLCTTK 0,072 0,032 0,077 2,270 0,024 0,919 1,088 ĐCMBH 0,375 0,041 0,338 9,108 0,000 0,758 1,320 NTGTSP 0,298 0,040 0,248 7,458 0,000 0,943 1,060 DVKH 0,082 0,033 0,084 2,492 0,013 0,913 1,095 KNMBHTĐ 0,315 0,034 0,330 9,266 0,000 0,825 1,211 YKNT 0,260 0,038 0,248 6,808 0,000 0,784 1,276 Như kết quả phân tích thì mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0,663 nghĩa là 66,3% sự biến thiên của Quyết định tham gia BHNT được giải thích bởi sự biến thiên của các thành phần như: Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm, Động cơ mua BHNT, Nhận thức giá trị SP, DV KH, Kinh nghiệm mua BH trước đây, Ý kiến người thân.
Sosánh các giá trị Beta chuẩn hóa ta thấy: yếu tố Động cơ mua BH có Beta = 0,338 là yếu tố tác động cùng chiều mạnh nhất đến Quyết định tham gia BHNT. Tiếp theo là các yếu tố Kinh nghiệm mua BHNT trước đây có Beta = 0,330 ; yếu tố
Ý kiến người thân có Beta = 0,248 ; yếu tố Nhận thức giá trị SP có Beta = 0,248 ; yếu tố Dịch vụ KH có Beta = 0,084 và cuối cùng là yếu tố Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm có Beta = 0,077 đều có tác động cùng chiều với yếu tố Quyết định tham gia BHNT.
Hệ số Beta chưa chuẩn hóa có ý nghĩa:
_ Nếu thay đổi yếu tố Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT sẽ thay đổi là 0,072 đơn vị.
_ Nếu thay đổi yếu tố Động cơ mua BH đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT sẽ thay đổi là 0,375 đơn vị.
_ Nếu thay đổi yếu tố Nhận thức giá trị SP đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT sẽ thay đổi là 0,298 đơn vị.
_ Nếu thay đổi yếu tố Dịch vụ KH đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT
sẽ thay đổi là 0,082 đơn vị.
_ Nếu thay đổi yếu tố Kinh nghiệm mua BH trước đây đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT sẽ thay đổi là 0,315 đơn vị.
_ Nếu thay đổi yếu tố Ý kiến người thân đi 1 đơn vị thì yếu tố Quyết định tham gia BHNT sẽ thay đổi là 0,260 đơn vị.
Phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa rút ra đƣợc:
QĐTGBHNT = 0,077*TLCTTK +0,338*ĐCMBH +0,248*NTGTSP+0,084*DVKH + 0,330*KNMBHTĐ + 0,248*YKNT
4.7.4 Kiểm định giả định phƣơng sai phần dƣ không đổi
Phương pháp được sử dụng là đồ thị phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị phần dư dự báo chuẩn hóa trên trục hoành.
Kết quả cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua trục 0 trong một phạm vi không đổi và không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy, giả định phương sai phần dư không đổi được thỏa mãn.
4.7.5 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
Phương pháp được sử dụng là biểu đồ Histogram. Giả định không có sự tương quan giữa các phần dư.
Hình 4.2: Biểu đồ phần tần số Histogram của dư chuẩn hóa
Từ biểu đồ tần số Histogram, phần dư chuẩn hóa có trị trung bình (Mean) = 5,15*10-16 ≅ 0 và độ lệch chuẩn = 0,986 ≅ 1: phân phối phần dư có dạng gần chuẩn, giả định phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.7.6 Kiểm định đa cộng tuyến
Từ kết quả bảng 4.26 có thể thấy giá trị dung sai (Tolerance) khá cao, đều lớn hơn 0,5 trong khi hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập rất thấp, đều < 2 nên mô hình không có đa cộng tuyến
4.7.7 Kiểm định tính độc lập của sai số
Qui tắc kiểm định Durbin-Watson:
Nếu 0 < d < 1: Mô hình có sự tương quan dương Nếu 1 < d < 3: Mô hình không có sự tương quan Nếu 3 < d < 4: Mô hình có sự tương quan âm
Từ bảng hệ số Durbin-Watson là 1 < d = 1,563 < 3 cho thấy các phần dư là độc lập với nhau, không có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
4.7.8 Xác định mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố
Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm
Giả thuyết H1: Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β1 = 0,081, Sig(β1) = 0,017 < 0,05: giả thuyết H1 được chấp nhận
Kết quả cuộc khảo sát cho thấy Tâm lý chi tiêu và tiết kiệm có tác động cùng chiều (+) đối với Quyết định tham gia BHNT của KH. Như vậy, khi KH càng có xu hướng tiết kiệm đảm bảo tài chính cho tương lai thì càng có khuynh hướng gia tăng Quyết định tham gia BHNT.
Sự kiện trong cuộc sống
Giả thuyết H2: Các sự kiện trong cuộc sống có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β2 = -0,011; Sig(β2) = 0,785 > 0,05: bác bỏ giả thuyết H2.
Như vậy, Các sự kiện trong cuộc sống không có tác động đối với Quyết định tham gia BHNT của KH. KH vẫn chưa thật sự quan tâm và chuẩn bị cho những sự kiện có thể xảy ra trong cuộc sống của họ nên với họ, BHNT có cũng được, không có cũng chẳng sao.
Động cơ mua BHNT
Giả thuyết H3: Động cơmua BHNT có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β3= 0,367, Sig(β3) = 0.000 < 0.05: giả thuyết H3 được chấp nhận.
Như vậy, Động cơmua BHNT có tác động cùng chiều (+) đối với Quyết định tham gia BHNT của KH. Nói cách khác, trong cuộc khảo sát cho thấy Quyết định tham gia BHNT của KH bị ảnh hưởng bởi động cơ của KH khi sử dụng các SP BHNT. Động cơ càng cao thì Quyết định tham gia BHNT sẽ càng tăng cao.
Rào cản trong việc mua BHNT
Giả thuyết H4: Các rào cản trong việc mua BHNT có tác động ngược chiều (-) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β4= - 0,006, Sig(β4) = 0,873 > 0.05: giả thuyết H4 bị bác bỏ.
Nhận thức giá trị SP
Giả thuyết H5: Nhận thức giá trị SP có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β5= 0,233, Sig(β5) = 0,000 < 0,05: giả thuyết H5 được chấp nhận
Theo kết quả thu được trong cuộc khảo sát thì rõ ràng có sự tác động dương (+) từ Nhận thức giá trị SP lên Quyết định tham gia BHNT của KH. Khi KH cảm thấy được càng nhiều những lợi ích từ các SP BHNT thì Quyết định tham gia BHNT của họ tăng lên.
Thương hiệu công ty
Giả thuyết H6: Thương hiệu công ty có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β6 = -0,067; Sig(β6)= 0,095 > 0,05: giả thuyết H6 bị bác bỏ.
Từ kết quả thu được cho thấy, mặc dù Thương hiệu công ty là một trong những yếu tố sống còn của những công ty BHNT nhưng thương hiệu Manulife trên thị trường vẫn chưa thật sự làm cho KH tin tưởng và sẵn sàng ra quyết ddingj tham gia BHNT Manulife.
Dịch vụ khách hàng
Giả thuyết H7: DV KH có tác động cùng chiều (+) với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β7= 0,093, Sig(β7) = 0,007 < 0,05: giả thuyết H7 được chấp nhận
Như vậy, DV KH có tác động cùng chiều (+) đối với Quyết định tham gia BHNTcủa KH. Hay nói cách khác, khi DV KH càng tốt thì sự hài lòng của KH càng cao, việc ra Quyết định tham gia BHNT sẽ dễ dàng hơn.
Kinh nghiệm mua BH trước đây
Giả thuyết H8: Kinh nghiệm mua BH trước đây có tác động cùng chiều với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β8= 0,317, Sig(β8) = 0,000 < 0,05: giả thuyết H8 được chấp nhận
Trong cuộc khảo sát cho thấy Quyết định tham gia BHNT của KH bị ảnh hưởng bởi các Kinh nghiệm mua BH trước đây của KH. Kinh nghiệm càng nhiều thì càng có xu hướng gia tăng Quyết định tham gia BHNT.
Ý kiến người thân
Giả thuyết H9: Ý kiến người thân có tác động cùng chiều với quyết định tham gia BHNT.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β9= 0,262, Sig(β9) = 0,000 < 0,05: giả thuyết H9 được chấp nhận
Theo kết quả thu được trong cuộc khảo sát thì có sự tác động cùng chiều (+) từ Ý kiến người thân lên Quyết định tham gia BHNT của KH. Khi KH cảm thấy có được nhiều những sự ủng hộ từ phía những người thân và gia đình trong việc mua BHNT thì Quyết định tham gia BHNT của họ càng tăng.
4.7.9 Kiểm định sự khác biệt của các tổng thể con về quyết định tham gia BHNT Manulife tại TP HCM BHNT Manulife tại TP HCM
Phương pháp kiểm định Independent T – Test là phương pháp kiểm định xem có sự khác biệt trong quyết định tham gia BHNT theo giới tính.
Phương pháp phân tích phương sai ANOVA dùng để kiểm định xem có sự khác biệt trong quyết định tham gia BHNT giữa các nhóm KH theo trình độ học vấn, nghề nghiệp, thu nhập, tình trạng hôn nhân.
Trước khi tiến hành kiểm định Independent T – Test hay phân tích phương sai ANOVA cần tiến hành kiểm định Levene test để kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm. Nếu hệ số Sig. < 0,05 nghĩa là phương sai giữa các nhóm so sánh khác nhau
4.7.9.1 Sự khác biệt theo giới tính
Giả thuyết H1: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định tham gia BHNT theo giới tính.
Bảng 4.33: Kết quả kiểm định T-test
Kiểm định sự bằng nhau của phương sai
Kiểm định sự bằng nhau của trung bình
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Sự khác biệt trung bình Sự khác biệt độ lệch chuẩn Độ tin cậy (95%) Thấp hơn Cao hơn Quyết định tham gia BHNT Giả định phương sai bằng nhau 2,026 0,156 -0,165 328 0,869 -0,01621 0,09824 -0,20947 0,17705 Giả định phương sai khác nhau -0,166 328.000 0,869 -0,01621 0,09788 -0,20877 0,17635
Kiểm định Levene’s Test cho giá trị Sig là 0,156 > 0,05 cho thấy phương sai của các nhóm so sánh là giống nhau. Do đó, ở kiểm định t của kiểm định sự bằng nhau của trung bình (t-test for ở Equality of Means), kết quả được sử dụng ở dòng giả định phương sai bằng nhau (Equal variances assumed).
Kiểm định t có Sig là 0,869 > 5%: nghĩa là không có đủ cơ sở để bác bỏ H1 . Do đó, không tồn tại sự khác biệt về giới tính trong Quyết định tham gia BHNT.
4.7.9.2 Sự khác biệt theo độ tuổi
Giả thuyết H2: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định tham gia BHNT theo độ tuổi.
Bảng 4.34: Kiểm định phương sai các độ tuổi
Levene Statistic df1 df2 Sig.
44,401 2 327 ,000
Kiếm định Levene test cho kết quả Sig. Là 0,000 < 0,05 nên có thể kết luận phương sai nhóm so sánh là khác nhau.
Do các độ tuổi có phương sai khác nhau nên tiến hành kiểm định phi tham số Kruskal-Wallis để tìm ra sự khác biệt về độ tuổi của KH.
Bảng 4.35: Bảng Ranks theo độ tuổi
Độ tuổi N Mean Rank
Quyết định tham gia BHNT
25 – 35 106 143,41 36 – 45 119 114,88 46 – 55 105 245,17
Total 330
Bảng 4.36: Bảng kiểm định Kruskal-Wallis theo độ tuổi
Test Statisticsa,b
Quyết định tham gia BHNT
Chi-Square 114,080
df 2
Asymp. Sig. ,000
Kết quả kiểm đinh Kruskal-Wallis cho thấy:
Thứ hạng trung bình của độ tuổi “25 – 35” là 143,41
Thứ hạng trung bình của độ tuổi “36 – 45” là 114,88
Thứ hạng trung bình của độ tuổi “46 – 55” là 245,17
Ta có thể kết luận với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05 có sự khác nhau có ý nghĩa thống kê về quyết định tham gia BHNT theo độ tuổi.
4.7.9.3 Sự khác biệt theo trình độ học vấn
Giả thuyết H3: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định tham gia BHNT theo trình độ học vấn.
Bảng 4.37: Kiểm định phương sai các nhóm trình độ học vấn
Levene Statistic df1 df2 Sig.
6,488 3 326 ,000
Kiểm định Levene test cho kết quả Sig. Là 0,000 < 0,05 nên có thể kết luận phương sai nhóm so sánh là khác nhau.
Do các trình độ học vấn có phương sai khác nhau nên tiến hành kiểm định phi tham số Kruskal-Wallis để tìm ra sự khác biệt về trình độ học vấn của KH.