4.5.1. Phân tích nhân tố đối với các biến độc lập
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là một chỉ số dùng để xem xét sự thích
hợp của phân tích nhân tố. Trị số của KMO phải đạt giá trị 0.5 trở lên (0.5 ≤ KMO ≤ 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là phù hợp. Nếu trị số này nhỏ hơn 0.5, thì phân tích nhân tố có khả năng không thích hợp với tập dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) dùng để xem xét các biến
quan sát trong nhân tố có tương quan với nhau hay không. Lưu ý, điều kiện cần để áp dụng phân tích nhân tố là các biến quan sát phản ánh những khía cạnh khác nhau của cùng một nhân tố phải có mối tương quan với nhau. Điểm này liên quan đến giá trị hội tụ trong phân tích EFA. Kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê (sig Bartlett’s Test < 0.05), chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong nhân tố (Nguyễn Đình Thọ 2014).
Trị số Eigenvalue là một tiêu chí sử dụng phổ biến để xác định số lượng nhân
tố trong phân tích EFA. Với tiêu chí này, chỉ có những nhân tố nào có Eigenvalue ≥ 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
Theo Gerbing & Anderson (1988), phân tích nhân tố EFA chấp nhận được khi tổng phương sai trích >50% và Theo Hair &ctg (1998), Hệ số tải Factor loading đảm bảo cho mức ý nghĩa của EFA. Hệ số tải Factor loading >0.3 được xem là đạt được mức ý nghĩa tối thiểu cho mô hình, Hệ số Factor loading >0.4 được xem là có mức ý nghĩa, Hệ số Factor loading ≥0.5 được xem là có mức ý nghĩa trong thực tiễn.
Sau khi loại bỏ hai biến độc lập là TT1, TT2 ra khỏi thang đo, số biến quan sát được chấp nhận và sử dụng trong phân tích nhân tố còn lại là 25 biến thuộc 6 thành phần, ta thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA lần 1:
Bảng 4.3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (sau khi loại bỏ biến TT1 và TT2) Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CLDV5 .825 CLDV7 .810 CLDV4 .766 CLDV8 .757 CLDV6 .720 CLDV1 .556 CLDV3 .509
CLDV2 .500 HANH1 .837 HANH2 .827 HANH3 .668 HANH4 .653 HANH5 .580 CSMA1 .857 CSMA2 .687 CSTD1 CSTD3 .757 CSTD2 .722 CSTD4 .507 AH1 .895 AH2 .874 GIA1 .594 GIA3 .577 GIA2 .566 CSMA3
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 10 iterations.
(Nguồn: tính toán số liệu) Kết quả phân tích nhân tố khám phát (EFA) cho thấy 25 biến quan sát trong 6 thành phần phân tán vào 6 thành phần khác nhau được đưa vào bước phân tích nhân tố khám phá EFA. Tại hệ số Eigenvalue = 1.074 phương sai trích là 67.324%. Hệ số KMO là .872 (lớn hơn 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig=.000) do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được là
67.324% thể hiện rằng 6 nhân tố rút ra giải thích 67.324% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalue = 1.074. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được.
Hai biến độc lập là CSTD1, CSMA3 (dòng trống) bị loại do hai biến này không tải lên được một trong các nhân tố, số biến quan sát được chấp nhận và sử dụng trong phân tích nhân tố còn lại là 23 biến thuộc 6 thành phần.
Tiếp tục thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA lần 2:
Bảng 4.4. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (sau khi loại bỏ biến CSTD1 và CSMA3) Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CLDV7 .818 CLDV5 .805 CLDV8 .787 CLDV4 .758 CLDV6 .711 CLDV1 .580 CLDV3 .526 CLDV2 .509 HANH1 .809 HANH2 .804 HANH3 .709 HANH4 .684
HANH5 .597 CSTD4 CSMA1 .859 CSMA2 .642 GIA1 .694 GIA2 .637 GIA3 .581 CSTD3 .753 CSTD2 .716 AH1 .891 AH2 .882
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 12 iterations.
(Nguồn: tính toán số liệu) Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy 23 biến quan sát trong 6 thành phần phân tán vào 6 thành phần khác nhau. Tại hệ số Eigenvalue = 1.046 phương sai trích là 69.419%. Hệ số KMO là .868 (lớn hơn 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = .000) do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được là 69.419% thể hiện rằng 6 nhân tố rút ra giải thích 69.419% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalue = 1.046. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được.
Sau khi loại bỏ tiếp biến CSTD4 (dòng trống) do biến này không tải lên được một trong các nhân tố, số biến quan sát được chấp nhận và sử dụng trong phân tích nhân tố còn lại là 22 biến thuộc 6 thành phần.
Tiếp tục thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA lần 3:
Bảng 4.5. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (sau khi loại bỏ biến CSTD4) Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CLDV7 .817 CLDV5 .813 CLDV8 .788 CLDV4 .770 CLDV6 .711 CLDV1 .574 CLDV3 .523 CLDV2 .504 HANH1 .812 HANH2 .802 HANH3 .720 HANH4 .690 HANH5 .609 CSMA1 .859 CSMA2 .659
GIA1 .714 GIA2 .655 GIA3 .608 AH1 .893 AH2 .881 CSTD3 .769 CSTD2 .715
Extraction Method: Principal Component Analysis
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization
A. Rotation converged in 12 iterations
(Nguồn: tính toán số liệu) Kết quả phân tích nhân tố khám phát (EFA) các nhân tố cho thấy 22 biến quan sát trong 6 thành phần phân tán vào 6 thành phần như giả thuyết ban đầu. Tại hệ số Eigenvalue = 1.043 phương sai trích là 70.098%. Hệ số KMO là .861 (lớn hơn 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = .000) do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được là 70.098% thể hiện rằng 6 nhân tố rút ra giải thích 70.098% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalue = 1.043. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy 22 biến quan sát được gồm 6 nhân tố tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của cá nhân.
4.5.2. Phân tích nhân tố đối với các biến phụ thuộc
Tương tự như trên, ta tiến hành phân tích nhân tố với 3 biến quan sát của thang đo “Quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn cá nhân” bằng phương pháp Principal Components. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy chỉ số KMO là .625 (lớn hơn 0.5)
với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = .000), ba biến QDLC1,QDLC2,QDLC3 đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 cho thấy phân tích nhân tố là phù hợp.
4.6. KHẲNG ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Từ kết quả phân tích ở trên cho thấy các biến quan sát được phân thành 6 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc như sau:
Bảng 4.6. Các biến trích xuất được từ EFA
Nhân tố Loại biến Tên Diễn giải
1 Biến độc lập CLDV Chất lượng dịch vụ 2 Biến độc lập HANH Hình ảnh ngân hàng 3 Biến độc lập GIA Giá cả
4 Biến độc lập CSTD Chính sách tín dụng
5 Biến độc lập AH Ảnh hưởng
6 Biến độc lập CSMA Chính sách Marketing
7 Biến phụ thuộc QDLC Quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn cá nhân
4.7. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 4.7.1. Kiểm định hệ số tương quan Pearson 4.7.1. Kiểm định hệ số 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.
Bảng 4.7. Kết quả phân tích tương quan
Biến CLDV HANH GIA CSTD AH CSMA
QDLC .667** .601** .638** .538** .254** .431**
**: mức ý nghĩa thống kê 1%
(Nguồn: tính toán số liệu) Từ kết quả phân tích tương quan trên ta thấy rằng, biến phụ thuộc QDLC có mối tương quan với cả 6 biến độc lập. Trong đó, hệ số tương quan giữa thành phần “Nhân viên ngân hàng” với lựa chọn ngân hàng vay vốn là lớn nhất = .667, tiếp đến là “Giá cả” với hệ số tương quan =.638. Thành phần “Ảnh hưởng” có hệ số tương quan với lựa chọn ngân hàng vay tiêu dùng là nhỏ nhất (tương ứng với .254).
4.7.2. Kiểm định giả thuyết
Để kiểm định giả thuyết, ta tiến hành phân tích hồi quy với 6 biến độc lập là CLDV, HANH, GIA, CSTD, AH, CSMA và 1 biến phụ thuộc là QDLC để xác định cụ thể trọng số của từng thành phần tác động đến sự lựa chọn ngân hàng trong vay tiêu dùng. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể của các biến (Enter) với phần mềm SPSS 20.0.
Bảng 4.8. Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy
Hệ số chưa chuẩn
Hóa
Hệ số đã
chuẩn hóa T Sig.(p_value) VIF
B Std.Error Beta
(hằng số) 0.131 0.244 0.537 0.592
CLDV 0.350 0.069 0.326 5.050 0.000 1.854
GIA 0.223 0.061 0.260 3.647 0.000 2.255
CSTD 0.013 0.062 0.014 0.210 0.834 1.962
AH 0.039 0.045 0.044 0.885 0.377 1.113
CSMA 0.050 0.046 0.060 1.081 0.281 1.363
(Nguồn: tính toán số liệu) Thông qua phân tích hồi quy, ta có thể đi đến việc bác bỏ hoặc chấp nhận các giả thiết thống kê với mức ý nghĩa 5%. Từ phân tích trên ta thấy ngoại trừ biến CSTD, AH, CSMA có ý nghĩa thống kê trong mô hình (sig lần lượt là 0.834, 0.377, 0.281> 0.05), các biến còn lại CLDV, HANH và GIA có tác động dương lên lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân. Trong đó, thành phần tác động mạnh nhất đến sự lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân là “Chất lượng dịch vụ”, tiếp đến là “Hình ảnh và danh tiếng” và cuối cùng là “Giá cả”.
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định các giả thuyết mô hình
STT Giả thuyết Β p_value Kết luận
1
H1: Chất lượng dịch vụ của Ngân hàng cung cấp tác động dương đến quyết định vay vốn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng
cá nhân khi vay vốn .326 .000 Chấp nhận
2
H2: Hình ảnh và danh tiếng của Ngân hàng tác động dương đến quyết định vay vốn ngân
hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá
nhân khi vay vốn .301 .000 Chấp nhận 3
H3: Giá cả của Ngân hàng tác động dương
mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn
4
H4: Chính sách tín dụng của Ngân hàng tác động dương đến quyết định vay vốn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá
nhân khi vay vốn .014 .834 Bác bỏ
5
H5: Các mối quan hệ của người đi vay tác động dương đến quyết định vay vốn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá
nhân khi vay vốn .044 .377 Bác bỏ
6
H6: Sự thuận tiện tác động dương đến đến quyết định vay vốn ngân hàng thương mại cổ
phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn Bác bỏ
7
H7: Chính sách marketing của Ngân hàng tác động dương đến quyết định vay vốn ngân hàng thương mại cổ phần của KHCN khi vay
vốn .060 .281 Bác bỏ
(Nguồn: tính toán số liệu)
Giả thuyết H1: “Chất lượng dịch vụ của Ngân hàng cung cấp tác động dương
đến quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.326 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 vay vốn của khách hàng cá nhân và chúng ta cũng có thể kết luận rằng Ngân hàng có các gói vay vốn ưu đãi lãi suất, đa dạng về hình thức vay vốn, mục đích vay vốn, thủ tục ngày càng được đơn giản hóa, thời gian giải quyết hồ sơ nhanh, nhân viên phục vụ nhiệt tình, thân thiện đáp ứng
được các nhu cầu khác nhau của khách hàng khi lựa chọn ngân hàng, có các chương trình khuyến mãi, tặng quà đối với các khách hàng có quan hệ tín dụng tốt, lâu năm với ngân hàng tác động lớn đến quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn. Kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp với tình hình thực tế của chi nhánh, nhân viên tín dụng của chi nhánh được đánh giá là thân thiện, gần gũi với người dân ở nông thôn nhất so với các ngân hàng thương mại cổ phần khác trên địa bàn, đồng thời chi nhánh cũng thường xuyên có các chương trình tặng quà nhân các dịp lễ, tết… kết quả dư nợ của khách hàng cá nhân đạt được tại chi nhánh tăng trưởng tốt (tỷ lệ tăng 7,4%). Thị phần tín dụng của chi nhánh chiếm 37,8%/tổng dư nợ cho vay của các ngân hàng thương mại tại Bến Tre.
Giả thuyết H2: “Hình ảnh và danh tiếng của Ngân hàng tác động dương đến
quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.301và sig kiểm định t là 0.000 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H2 được chấp nhận, chúng ta có thể kết luận Ngân hàng có Hình ảnh và danh tiếng tốt sẽ tạo hình ảnh tốt, thu hút khách hàng đến giao dịch. Sự lựa chọn một ngân hàng mà có hình ảnh và danh tiếng tốt sẽ tạo cảm giác an toàn cho khách hàng khi đến ngân hàng vay vốn. Hình ảnh và danh tiếng 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. Kết quả dư nợ hộ sản xuất và cá nhân của chi nhánh năm 2016 là 8.650,4 tỷ đồng, năm 2017 là 9.750,7 tỷ đồng và năm 2018 là 11.349,8 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 sự chú ý và tín nhiệm từ khách hàng nên dư nợ tăng trưởng hàng năm, điều này cho thấy rằng kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp tình hình thực tế tại chi nhánh.
Giả thuyết H3: “Giá cả của Ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa
chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn” hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.260 và sig kiểm định t là 0.000 đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H3 được chấp nhận, đây là nhân tố quan trọng thứ ba từ bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu. Nhìn chung lãi suất cho vay tại chi nhánh là thấp nhất so với tất cả các ngân hàng khác trên địa bàn, đây là một trong những yếu tố quan trọng để khách hàng lựa chọn ngân hàng để vay vốn. Ngoài ra, ngân hàng thường xuyên có các gói lãi suất ưu đãi dành cho các khách hàng tham gia các sản phẩm dịch vụ của ngân hàng. Đối với địa bàn nông thôn thì ngành nghề chính của người dân vẫn là trồng trọt chăn nuôi, ngân hàng thường xuyên có các mức lãi suất thấp dành cho các đối tượng vay vốn hay gặp phải dịch bệnh như heo, gà,…Qua đó, chi nhánh trở thành người bạn đồng hành cũng khách hàng ở địa bàn nông thôn, số lượng khách hàng vay vốn của ngân hàng cao nhất trên địa bàn tỉnh Bến Tre.
Các giả thuyết H4 “Chính sách tín dụng của Ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn”; giả thuyết H5 “Các mối quan hệ của người đi vay tác động dương đến quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn”; giả thuyết H6 “Sự thuận tiện tác động dương đến quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của khách hàng cá nhân khi vay vốn” và giả thuyết H7 “Chính sách marketing của Ngân hàng tác động dương đến quyết định lựa chọn ngân hàng thương mại cổ phần của KHCN khi vay vốn” nhìn chung đều là các nhân tố có thể gay ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng nhưng