Sau khi tiến hành phân tích độ tin cậy của các thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố để xác định các nhân tố thu được từ các biến quan sát, có 7 nhân tố được đưa vào để kiểm định mô hình. Phân tích tương quan Pearson được sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mô hình
hồi quy. Kết quả phân tích hồi quy đa biến sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết của mô hình.
4.4.1 Kiểm định hệ số tương quan Pearson
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Nếu các biến có tương quan chặt thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy (giả thuyết H0: hệ số tương quan bằng 0). Ma trận tương quan giữa các biến trình bày trong Bảng 4.20
Bảng 4.19 Ma trận tương quan giữa các biến
CLDV TIN DUNG HINH ANH ANH HUONG THUAN TIEN QUANG BA QUYET DINH CLDV Pearson Correlation 1 .207** .174* .384** .292** .295** .552** Sig. (2-tailed) .003 .012 .000 .000 .000 .000 TIN DUNG Pearson Correlation .207** 1 .260** .261** .016 .003 .453** Sig. (2-tailed) .003 .000 .000 .824 .961 .000 HINH ANH Pearson Correlation .174* .260** 1 .197** .052 .253** .450** Sig. (2-tailed) .012 .000 .004 .453 .000 .000 ANH HUONG Pearson Correlation .384** .261** .197** 1 .371** .135 .540** Sig. (2-tailed) .000 .000 .004 .000 .052 .000 THUAN TIEN Pearson Correlation .292** .016 .052 .371** 1 .111 .399** Sig. (2-tailed) .000 .824 .453 .000 .109 .000 QUANG BA Pearson Correlation .295** .003 .253** .135 .111 1 .382** Sig. (2-tailed) .000 .961 .000 .052 .109 .000 QUYET DINH Pearson Correlation .552** .453** .450** .540** .399** .382** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 **.Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*.Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Bảng trên cho thấy quyết định vay vốn của KHCN (biến phụ thuộc) có mối quan hệ tuyến tính với 6 biến độc lập của mô hình bao gồm chất lượng dịch vụ (CLDV), chính sách tín dụng (TINDUNG), hình ảnh ngân hàng (HINHANH), ảnh hưởng (ANHHUONG), thuận tiện (THUANTIEN), chiến lược quảng bá (QUANGBA). Do đó, ta tiếp tục sử dụng tất cả các biến vào phương trình hồi quy tuyếntính để phân tích sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
4.4.2 Kiểm định giả thuyết
Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng thành phần tác động đến quyết định. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 6 biến độc lập là chất lượng dịch vụ (CLDV), chính sách tín dụng (TINDUNG), hình ảnh ngân hàng (HINHANH), ảnh hưởng (ANHHUONG), thuận tiện (THUANTIEN), chiến lược quảng bá (QUANGBA) và một biến phụ thuộc quyết định (QUYETDINH). Phân tích được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể của các biến (Enter) với phần mềm SPSS 20.0. Kết quả hồi quy thu được như sau:
Bảng 4.20 Bảng hệ số hồi quy Mô hình Hệ sốchưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 Hằng số -.839 .231 -3.636 .000 CLDV .188 .036 .252 5.204 .000 .753 1.327 TINDUNG .203 .033 .280 6.163 .000 .856 1.168 HINHANH .253 .050 .229 5.059 .000 .858 1.166 ANHHUONG .235 .052 .222 4.530 .000 .732 1.366 THUANTIEN .209 .047 .205 4.429 .000 .825 1.212 QUANGBA .176 .041 .196 4.324 .000 .858 1.165
a.Biến phụ thuộc: QUYETDINH
Bảng 4.21 Bảng tóm tắt mô hình
Mô hình R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
1 .804a .646 .635 .44944
a.Biến độc lập: (Constant), QUANGBA, TINDUNG, THUANTIEN, HINHANH, CLDV, ANHHUONG
(Nguồn: trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu)
Bảng 4.22 Bảng ANOVA Mô hình Tổng độ lệch bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Regression 73.967 6 12.328 61.030 .000a Residual 40.601 201 .202 Total 114.568 207
a.Predictors: (Constant), QUANGBA, TINDUNG, THUANTIEN, HINHANH, CLDV, ANHHUONG
b.Dependent Variable: QUYETDINH
(Nguồn: trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu)
Từ kết quả hồi quy ta cũng thấy, Adjusted R2
mẫu = 0.635 là ở mức cao. Điều này cho thấy mồ hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 63.5%, tức là các biến độc lập giải thíchđược 63.5% biến thiên của biến phụ thuộc dự định mua hàng. Với giả thuyết H0: R2
tổng thể = 0, kết quả phân tích hồi quy cho ta F = 61.03. với p_value = 0.000. Do đó, ta hoàn toàn có thể bác bỏ giả thuyết H0 và kết luận mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được là phù hợp với tổng thể.
Đo lường đa cộng tuyến: Hệ sốphóng đại phương sai VIF của các biến là nhỏ. Do đó, hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình này là nhỏ, không có ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hồi quy.
Từ mô hình phân tích hồi qui, ta có thể đi đến bác bỏ hoặc chấp nhận các giả thuyết thống kê với mức ý nghĩa là 5%. Giá trị Sig. trong F-Test bằng 0.000 < 0.05 cho thấy các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa là 5%.
Như vậy các biến độc lập trong mô hình có mối quan hệ đối với biến phụ thuộc là quyết định vay vốn của KHCN. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập hợp dữ liệu thu thập được (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.23 Bảng kiểm định các giả thiết
STT Giả thuyết beta p_value
Kết luận
(tại mức ý nghĩa 5%)
1
H1: “chất lượng dịch vụ” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM
.252 .000 Chấp nhận
2
H2: “chính sách tín dụng” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM
.280 .000 Chấp nhận
3
H3: “hình ảnh ngân hàng” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM
.229 .000 Chấp nhận
4
H4: “ảnh hưởng” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM
.222 .000 Chấp nhận
5
H5: “thuận tiện” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM
.205 .000 Chấp nhận
6
H6: “chính sách quảng bá” có tác động cùng chiều đến quyết định vay vốn của KHCN ở các NHTMCP Việt Nam tại địa bàn TPHCM giới tính có tác động cùng chiều đến quyết định
.196 .000 Chấp nhận
(Nguồn: trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu)
Đồng thời ta cũng xem xét ý nghĩa của các hệ số hồi quy riêng phần trong mô hình thông qua kiểm định T với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của các biến độc lập
bằng 0. Giả thuyết H0 đồng nghĩa với giả thuyết các biến độc lập và phụ thuộc không có quan hệ tuyến tính. Kết quả từ bảng hệ số hồi quy cho thấy 6 biến độc lập là chất lượng dịch vụ (CLDV), chính sách tín dụng (TINDUNG), hình ảnh ngân hàng (HINHANH), ảnh hưởng (ANHHUONG), thuận tiện (THUANTIEN), chiến lược quảng bá (QUANGBA) đều có hệ số Sig. trong kiểm định t nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng các hệ số hồi quy riêng phần của tổng thể bằng 0 với độ tin cậy 95%. Như vậy, các hệ số hồi quy riêng phần của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy tuyến tính.
Căn cứ vào kết quả hồi quy tuyến tính trong bảng hệ số hồi quy, phương trình hồi quy tuyến tínhđược thể hiện như sau:
QUYETDINH = 0.252*CLDV + 0.280*TINDUNG + 0.229*HINHANH + 0.222*ANHHUONG + 0.205*THUANTIEN + 0.196*QUANGBA
Từ phương trình trên ta biết được tầm ảnh hưởng của các nhân tố chất lượng dịch vụ (CLDV), chính sách tín dụng (TINDUNG), hình ảnh ngân hàng (HINHANH), ảnh hưởng (ANHHUONG), thuận tiện (THUANTIEN), chiến lược quảng bá (QUANGBA) đến quyết định vay vốn của KHCN tại địa bàn TPHCM. Nhân tố về hình ảnh ngân hàng có tác động mạnh nhất đến quyết định vay vốn trong khi đó chiến lược quảng bá có ảnh hưởng ít nhất đến ý định vay vốn.
4.4.3 Nhận xét kết quả phân tích hồi quy
Từ mô hình nghiên cứu ban đầu, ta có 6 khái niệm được đưa vào mô hình nghiên cứu.Đó là “chất lượng dịch vụ”, “chính sách tín dụng”, “hình ảnh ngân hàng”, “ảnh hưởng”, “thuận tiện”, “chiến lược quảng bá”. 6 khái niệm trên được cụ thể hóa bằng 20 biến quan sát. Sau khi phân tích độ tin cậy, không có biến bị loại khỏi mô hình.
Nhân tố chính sách tín dụng có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định vay vốn của KHCN. Mặc dù dưới sức ép cạnh tranh, tăng trưởng quy mô nhưng các ngân hàng vẫn phải tuân theo những quy định về rủi ro nhất định. Chính vì vậy mà ngân hàng có chính sách cho vay tốt, thuận lợi và đơn giản cho khách hàng tiếp cận vốn vay thì sẽ có nhiều lợi thế hơn. Do đó mà nhân tố “chính sách tín dụng” có tác động
mạnh nhất đến sự lựa chọn ngân hàng vay tiêu dùng, hệ số Beta của độ tin cậy lớn nhất β = 0.280, sig. = 0.000.
Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố về chất lượng dịch vụ có tác động dương đến quyết định vay vốn của KHCN ở địa bàn TPHCM. Như đã được trình bày ở các chương trước, khách hàng ngày càng có yêu cầu cao hơn về chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng. Và thực tế để cạnh tranh, các ngân hàng ngày càng nâng cao chất lượng dịch vụ. Vì vậy, khách hàng có thể cảm nhận được chất lượng dịch vụ gần giống nhau giữa các ngân hàng. Hệ số củađộ tin cậy β = 0.252, sig.=0.000
Theo các nghiên cứu trước đây, hình ảnh ngân hàng có thể ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của khách hàng. Bời vì các ngân hàng hiện nay đang cố gắng tăng cường nhận diện thương hiệu, tạo ấn tượng tốt với KHCN. Bài nghiên cứu này cho kết quả “hình ảnh ngân hàng” tác động khá mạnh đến việc quyết định vay vốn của KHCN tạiđịa bàn TPHCM với hệ số β = 0.229, sig. = 0.000.
Để có thể ra quyết định vay vốn, khách hàng cần tham khảo qua nhiều nguồn thông tin. Trong đó nguồn thông tin từ người thân hay bạn bè bạn bè cũng tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng. Bời vì người thân, bạn bè là những người có mối quan hệ gần gủi với khách hàng, có độ tin cậy cao. Do đó nhân tố” ảnh hưởng” có ảnh hưởng khá mạnh trong mô hình với hệ số Beta của độ tin cậy β = 0.222, sig = 0.000.
Một trong những nhân tố được khách hàng quan tâm khi quyết định vay vốn là sự thuận tiện trong giao dịch. Chính vì vậy mà nhân tố “thuận tiện” có tác động khá mạnh đến quyết định vay vốn, hệ số Beta của độ tin cậy lớn nhất β lớn nhất là 0.205, sig = 0.000.
Ngoài các nhân tố trên thì các chiến lược quảng bá thương thiệu của ngân hàng để tạo ấn tượng tốt với khách hàng cũng là nhân tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của khách hàng. Bởi vì thông qua chiến lược quảng bá, ngân hàng giới thiệu được nhiều sản phẩm, chứng tỏ khả năng tài chính, thể hiện được sự quan tâm đến khách hàng. Do đó, ngân hàng nào có chiến lược quảng bá sẽ thu hút được khách
hàng đến với ngân hàng mình. Trong mô hình này nhân tố “ chiến lược quảng bá: có hệ số Beta của độ tin cậy β = 0.196, sig = 0.000.