4.4.4.1. Phân tích ma trận tương quan Pearson.
Sau khi đã có các biến đại diện độc lập và phụ thuộc ở phần phân tích nhân tố EFA, ta tiến hành phân tích tương quan Pearson để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến này.
Mục đích chạy tương quan Pearson nhằm kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, vì điều kiện để hồi quy là trước nhất phải tương quan.
Ngoài ra cần nhận diện vấn đề đa cộng tuyến khi các biến độc lập cũng có tương quan mạnh với nhau. Dấu hiệu nghi ngờ dựa vào giá trị sig tương quan giữa các biến độc lập nhỏ hơn 0.05 và giá trị tương quan Pearson lớn hơn 0.4. Khi gặp phải nghi ngờ này, các bạn cần chú ý đến đa cộng tuyến sẽ được xem xét khi phân tích hồi quy (kiểm tra hệ số VIF).
Bảng 4.11. Mối tương quan giữa các biến
QD SP YTKQ CSVC NS DV UTTH QD Pearson Correlation 1 .600** .399** .465** .560** .313** .625** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 SP Pearson Correlation .600** 1 .157* .265** .225** .243** .261** Sig. (2-tailed) .000 .020 .000 .001 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 YTKQ Pearson Correlation .399** .157* 1 .220** .374** .048 .312** Sig. (2-tailed) .000 .020 .001 .000 .481 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 CSVC Pearson Correlation .465** .265** .220** 1 .339** .211** .368** Sig. (2-tailed) .000 .000 .001 .000 .002 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 NS Pearson Correlation .560** .225** .374** .339** 1 .132 .347** Sig. (2-tailed) .000 .001 .000 .000 .051 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 DV Pearson Correlation .313 ** .243** .048 .211** .132 1 .095 Sig. (2-tailed) .000 .000 .481 .002 .051 .159
N 220 220 220 220 220 220 220
UTTH
Pearson Correlation .625** .261** .312** .368** .347** .095 1
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .159
N 220 220 220 220 220 220 220
(Nguồn: Trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 7)
Sig tương quan Pearson các biến độc lập SP, YTKQ, CSVC, NS, DV, UTTH với biến phụ thuộc QD nhỏ hơn 0.05. Như vậy, có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến QD. Giữa biến UTTH và QD có mối tương quan mạnh nhất với hệ số r là 0.625, giữa DV và QD có mối tương quan yếu nhất với hệ số r là 0.313.
Các cặp biến độc lập đều có mức tương quan khá yếu với nhau, như vậy khả năng sẽ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
4.4.4.2. Kiểm tra các giả định của phân tích hồi quy.
Phân tích hồi qui không chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được mà còn phải suy rộng cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể từ các kết quả quan sát được trong mẫu đó. Kết quả của mẫu suy rộng ra cho giá trị của tổng thể phải đáp ứng các giả định cần thiết dưới đây:
a. Giả định hiện tượng đa cộng tuyến:
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập) thông qua giá trị hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor): VIF > 10 thì có thể kết luận có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Dựa vào Bảng 4.14 ta thấy kết quả hồi quy các biến đều có hệ số VIF < 2, do đó kết luận các biến trong mô hình độc lập với nhau và hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong mô hình.
b. Kiểm định Durbin Watson:
Durbin-Watson (DW) dùng để kiểm định tự tương quan của các sai số kề nhau (hay còn gọi là tương quan chuỗi bậc nhất) có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4; nếu các phần sai số không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2 (từ 1 đến 3); nếu giá trị càng nhỏ, gần về 0 thì các phần sai số có
nghịch, thường giá trị DW nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 sẽ không xảy ra hiện tượng tự tương quan. Theo bảng 4.12 hệ số DW = 2.123 nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra.
c. Giả định phân phối chuẩn của phần dư.
Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram
Từ biểu đồ trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 9 ta thấy được, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.986 gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ phần dư chuẩn hóa Normal P-P Plot (phụ lục 9)
Nhìn vào đồ thị này các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo, như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
d. Giả định liên hệ tuyến tính..
Biểu đồ Scatter Plot kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính (phụ lục 9)
Kết quả đồ thị xuất ra, Phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xunh quanh đường tung độ 0, do vậy giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
4.4.4.3. Phân tích hồi quy.
a. Các tiêu chí trong phân tích hồi quy:
Adjusted R Square hay còn gọi là R bình phương hiệu chỉnh, nó phản ánh mức độ giải thích biến phụ thuộc của các biến độc lập trong mô hình hồi quy. Mức giao động giá trị này là từ 0 đến 1, chỉ số này càng tiến về 1 thì mô hình càng có ý nghĩa.
Giá trị sig của kiểm định F được sử dụng để kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy. Nếu sig nhỏ hơn 0.05, ta kết luận mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Sau khi loại các biến không có ý nghĩa thống kê, đưa các biến còn lại vào tiến hành phân tích để đưa ra kết luân mô hình hồi quy cho nghiên cứu.
Bảng 4.12. Kết quả phân tích Model Summaryb.
Mô hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Durbin-Watson
1 0.849a 0.721 0.714 0.30310 2.123
(Nguồn: Trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 8)
Theo kết quả phân tích hồi quy có kết quả: R2 = 0.721, và R2 hiệu chỉnh = 0.714, nghĩa là mô hình tuyến tính xây dựng phù hợp ở mức 71,4%. Các biến đưa vào mô hình giải thích được 71.4% về quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân, còn lại 28.6% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 4.13. Kết quả phân tích ANOVA
Mô hình Tổng các bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 50.681 6 8.447 91.945 0.000b Phần dư 19.568 213 0.092 Total 70.249 219
(Nguồn: Trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 8))
Mục tiêu của bước kiểm định F trong bảng 4.13 để kiểm tra xem mô hình hồi quy tuyến tính này có suy rộng ra và áp dụng được cho toàn bộ tổng thể hay không. Kết quả nhận được từ bảng 4.13 cho thấy giá trị thống kê F là 91.945 với giá trị Sig.= 0 < 0.05. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính đã được xây dựng phù hợp với tổng thể và có thể suy rộng ra cho tổng thể.
Bảng 4.14. Kết quả nghiên cứu.
Mô hình Hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig. Thống kê đa cộng tuyến
Beta Độ chấp
nhận
Hệ số phóng đại phương sai (VIF)
1 (Constant) -0.233 -1.556 0.121 SP 0.375 9.591 0.000 0.854 1.171 YTKQ 0.102 2.565 0.011 0.819 1.221 CSVC 0.095 2.319 0.021 0.776 1.289 NS 0.265 6.361 0.000 0.755 1.325 DV 0.128 3.390 0.001 0.915 1.093 UTTH 0.356 8.603 0.000 0.764 1.309
(Nguồn: Trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 8)
Sig kiểm định t của hệ số hồi quy của 6 biến độc lập nhỏ hơn 0.05, ta kết luận 6 biến độc lập ( SP, YTKQ, CSVC, NS, DV, UTTH) có tác động đến biến phụ thuộc (QD).
Mô hình hồi quy được biểu diễn bởi 06 yếu tố tác động dưới dạng như sau:
QD = -0.233 + 0.375*SP + 0.356*UTTH + 0.265*NS + 0.128* DV + 0.102* YTKQ + 0.95* CSVC + ε
Các hệ số hồi quy điều lớn hơn 0. Như vậy 6 biến độc lập (SP, YTKQ, CSVC, NS, DV, UTTH) đưa vào phân tích hồi quy đều có tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc (QD). Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự tác động từ mạnh nhất cho tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc QD là:
Bảng 4.15. mức độ tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc QD: STT BIẾN MỨC ĐỘ TÁC ĐỘNG DẤU TÁC ĐỘNG 1 SP 0.375 + 2 UTTH 0.356 + 3 NS 0.265 + 4 DV 0.128 + 5 YTKQ 0.102 + 6 CSVC 0.095 +
(Nguồn: Trích xuất kết quả SPSS tại phụ lục 8)
Giả thuyết H1: “Các sản phẩm tiền gửi tiết kiệm có ảnh hưởng đến quyết
định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.375 và sig kiểm định t là 0.000 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận. Đồng thời đây cũng là nhân tố tác động mạnh nhất đến quyết định chọn ngân hàng để gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân và chúng ta cũng có thể kết luận rằng Ngân hàng có các sản phẩm tiền gửi tiết kiệm hấp dẫn về lãi suất, đa dạng về hình thức gửi đáp ứng được các nhu cầu khác nhau của khách hàng khi lựa chọn ngân hàng, có các chương trình khuyến mãi, tặng quà hấp dẫn kèm theo nó có tác động lớn đến quyết định lựa chọn ngân hàng để giao dịch, đặc biệt là lựa chọn ngân hàng để gửi tiền tiết kiệm. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Tác giả Lê Thị Thu Hằng (2011) với nghiên cứu “Các yếu tố cơ bản ảnh hưởng đến hành vi
lựa chọn ngân hàng để gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân”. Nghiên cứu đã
xem xét đến 8 yếu tố có ảnh hưởng đó là nhân viên phục vụ tốt, khuyến mại hấp dẫn, uy tín của ngân hàng, thuận tiện đi lại, chính sách chăm sóc khách hàng, thủ tục đơn giản, mạng lưới rộng, lãi suất cạnh tranh. Kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp với tình hình thực tế của chi nhánh, lãi suất của Agribank Chi nhánh huyện Giồng Trôm Bến Tre so với 3 NHTMCP lớn là Vietinbank, Vietcombank, BIDV tương đồng nhau, đồng thời chi nhánh cũng thường xuyên có các chương trình tặng
quà, khuyến mãi nhân các dịp lễ, tết… kết quả huy động đạt được tại chi nhánh tăng trưởng tốt qua các năm.
Giả thuyết H5: “Uy tín và thương hiệu của ngân hàng có ảnh hưởng đến
quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.356 và sig kiểm định t là 0.000 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H5 được chấp nhận, chúng ta có thể kết luận Ngân hàng có uy tín và thương hiệu tốt sẽ tạo hình ảnh tốt, thu hút khách hàng đến gửi tiền tiết kiệm. Sự lựa chọn một ngân hàng mà có uy tín và thương hiệu tốt sẽ tạo cảm giác an toàn cho khách hàng khi đến ngân hàng gửi tiền tiết kiệm. Uy tín và thương hiệu của ngân hàng đã được xây dựng qua một quá trình lâu dài thông qua hoạt động kinh doanh ổn định của ngân hàng, các chương trình hỗ trợ người nghèo, an sinh xã hội, phúc lợi khác nhau mà ngân hàng tài trợ cho các địa phương để quảng bá thương hiệu. Đây là nhân tố quan trọng thứ hai từ bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Yavas &ctg (2006), Safiek Mokhlis (2009), Saleh &ctg (2013), Hà Nam Khánh Giao và Hà Minh Đạt (2014) thì yếu tố uy tín, thương hiệu có ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng. Kết quả kinh doanh của chi nhánh lợi nhuận năm 2015 là 35 tỷ đồng, năm 2016 là 37,3 tỷ đồng và năm 2017 là 40,1 tỷ đồng do kết quả kinh doanh tương đối tốt lợi nhuận tăng đều qua các năm nên hàng năm chi nhánh đã trích quỹ phúc lợi để đóng góp cho địa phương như: xây nhà tình thương, tình nghĩa, xây dựng cầu, đường… qua đó tạo được thương hiệu và lòng tin của khách hàng tại địa phương, giúp chi nhánh thu hút được lượng tiền gửi tăng trưởng hàng năm, điều này cho thấy rằng kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp tình hình thự tế tại chi nhánh.
Giả thuyết H4: “đội ngũ nhân viên của ngân hàng có ảnh hưởng đến quyết
định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.356 và sig kiểm định t là 0.000 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H4 được chấp nhận, đây là nhân tố quan trọng thứ ba từ bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu, như vậy nhân viên ngân hàng có trình độ chuyên môn tốt, thực hiện nhanh chóng các yêu cầu của khách hàng, thái độ thân thiện, hòa nhã, giao tiếp lịch sự với khách
hàng và có đạo đức nghề nghiệp, là các yếu tố thu hút khác hàng đến gửi tiền tại Ngân hàng. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu (Yavas & ctg, 2006), (Hinson & ctg, 2013), (Hà Nam Khánh Giao và Hà Minh Đạt, 2014). Chi nhánh hàng năm đều bổ sung nhân sự mới trình độ đại học trở lên tại các trường lớn như ĐH kinh tế, Đại học Ngân hàng TPHCM, Đại học kinh tế Luật… Đồng thời tư tưởng, phong cách giao dịch của nhân viên chi nhánh cũng thay đổi tạo được ấn tượng tốt đối với khách hàng góp phần gia tăng số dư tiền kiệm hàng năm.
Giả thuyết H2: “Dịch vụ ngân hàng da dạng có ảnh hưởng đến quyết định
gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.128 và sig kiểm định t là 0.001 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H2 được chấp nhận, đây là nhân tố quan trọng thứ tư từ bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu, ngân hàng có mạng lưới ATM lớn và kết nối với nhiều ngân hàng, các dịch vụ khác của ngân hàng giao dịch đơn giản, nhanh chóng. đa dạng, đáp ứng đầy đủ các nhu cầu sử dụng của khách hàng đây cũng là các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng. Điều này cũng phù hợp với nghiên cứu Yavas & ctg (2006) cho rằng yếu tố dịch vụ như: vị trí của máy ATM thuận lợi, phục vụ tại nhà, các khoản cho vay và có nhiều dịch vụ ngân hàng khác nhau có ảnh hưởng đến việc lựa chọn ngân hàng để sử dụng. Nghiên cứu của Safiek Mokhlis (2009) và Saleh& ctg (2013) cũng cho rằng yếu tố dịch vụ có ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng. Các ngân hàng khác đóng trên địa bàn thường chỉ có 1 máy ATM, đối với chi nhánh đã đặt được 5 máy ATM trải đều trong huyện tạo điều kiện thuận lợi cho khách hàng dễ dàng tiếp cận với các loại máy này qua đó cũng góp phần cho chi nhánh mở được nhiều thẻ ATM (số lượng thẻ đang hoạt động tại chi nhánh đến 31/12/2017 là 13.201 thẻ ATM) qua đó gia tăng số dư tiền gửi tiết kiệm hàng năm.
Giả thuyết H6: “các yếu tố khách quan từ môi trường bên ngoài có ảnh
hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.102 và có ý nghĩa về mặt thống kê với sig kiểm định t là 0.011. Như vậy giả thuyết H6 được chấp nhận, qua kết quả nghiên cứu một số yếu tố khách quan cũng ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng như: các ngân hàng
khác đã từng tiếp cận, giới thiệu sản phẩm cho khách hàng, các sản phẩm khác (vàng, chứng khoán, bất động sản…) có mức độ rủi ro cao hơn, khách hàng kỳ vọng tốt về tình hình kinh tế, chính trị xã hội trong nước và thế giới.
Giả thuyết H3: “Cơ sở vật chất của ngân hàng có ảnh hưởng đến quyết định
gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.095 và có ý nghĩa về mặt thống kê với sig kiểm định t là 0.021. Như vậy giả thuyết H3 được chấp nhận, đây là yếu tố đứng thứ sáu từ bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu. Ngân hàng có trụ sở là nơi giao dịch thuận tiện (gần nhà, gần chợ, trường học, bệnh viện…), có đầy đủ trang thiết bị hiện đại, đầy đủ các tiện nghi phục vụ cho khách