4.4.1.1. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích... Vì vậy, chúng ta cần thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau. Một cách
khảo sát đơn giản nhất là xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram được trình bày trong hình 4.6.
Hình 4.6 Biều đồ tần số phần dư chuẩn hóa
Từ biểu đồ hình 4.6 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 gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.979 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.
Ngoài cách kiểm tra bằng biểu đồ Histogram, thì P-P Plot cũng là một dạng biểu đồ được sử dụng phổ biến giúp nhận diện sự vi phạm giả định phần dư chuẩn hóa. Các điểm phân vị trong phân phối của phần dư sẽ tập trung thành một đường chéo nếu phần dư có phân phối chuẩn. Biều đồ hình 4.7 cho thấy các điểm phân vị tập trung xung quanh đường chéo, như vậy giả định phân phối của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.7 Biểu đồ phần dư chuẩn hóa Normal P-P Plot
4.4.1.2. Kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính
Biểu đồ phân tán Scatter Plot giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa giúp chúng ta dò tìm xem, dữ liệu hiện tại có vi phạm giả định liên hệ tuyến tính hay không. Biều đồ Scatter Plot hình 4.8 biểu diễn giá trị phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual) ở trục hoành và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Predicted Value) ở trục tung.
Nếu giả định quan hệ tuyến tính được thỏa mãn thì phần dư phải phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường hoành độ 0. Biều đồ hình 4.8 cho thấy phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xunh quanh đường hoành độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 4.8 Biểu đồ Scatter Plot kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính 4.4.2. Phân tích hồi quy đa biến 4.4.2. Phân tích hồi quy đa biến
4.4.2.1. Đánh giá chung về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn của khách hàng cá nhân hàng để vay vốn của khách hàng cá nhân
Thống kê chung của các nhân tố tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn được trình bày trong bảng 4.7. Theo đó, các đối tượng tham gia khảo sát có mức độ đồng ý khá cao với các nhân tố được đề xuất trong nghiên cứu. Trong đó, mức độ đồng ý cao nhất là sự ảnh hưởng của Sự thuận tiện đạt trung bình là 4.0350/5; mức độ đồng ý thấp nhất ở nhân tố nhận thức về kiểm soát hành vi chỉ đạt 3.3972/5. Ngoài ra có thể thấy độ lệch chuẩn của các nhân tố tương đối thấp đều nhỏ hơn 1, cho thấy không có sự khác biệt đáng kể trong nhận định của các khách hàng về các nhân tố được đề xuất tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn của khách hàng.
Bảng 4.7 Đánh giá chung về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn của KHCN
Các nhân tố Trung bình Độ lệch chuẩn
Thái độ sở thích 3.998 0.442
Sự thuận tiện 4.035 0.553
Ảnh hưởng xã hội 3.880 0.644
Nhận thức về kiểm soát hành vi 3.397 0.882
Ý định vay vốn của khách hàng 3.708 0.685
Nguồn: Tác giả tính toán từ dữ liệu khảo sát
4.4.2.2. Phân tích tương quan Pearson
Kiểm định tương quan Spearman’s Rho giữa các biến tại bảng 4.8 cho thấy các biến đã được giá trị phân biệt nhất định với tất cả các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.85, do đó đủ điều kiện để phân tích mối quan hệ bằng mô hình hồi quy bội.
Bảng 4.8 Phân tích tự tương quan Spearman’s Rho giữa các biến F A B C D E F A B C D E F 1 0.324** 0.224* 0.258** 0.270** 0.691** . 0.000 0.014 0.004 0.003 0.000 A 0.324** 1 0.254** 0.084 0.442** 0.603** 0.000 . 0.005 0.363 0.000 0.000 B 0.224* 0.254** 1 0.189* 0.277** 0.492** 0.014 0.005 . 0.038 0.002 0.000 C 0.258** 0.084 0.189* 1 0.316** 0.504** 0.004 0.363 0.038 . 0.000 0.000 D 0.270** 0.442** 0.277** 0.316** 1 0.512** 0.003 0.000 0.002 0.000 . 0.000 E 0.691** 0.603** 0.492** 0.504** 0.512** 1 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 .
** và * lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 1% và 5% Số in nghiêng thể hiện mức ý nghĩa của hệ số tương quan
Nguồn: Tác giả tính toán từ dữ liệu khảo sát
4.4.2.3. Xây dựng mô hình hồi quy
Mô hình hồi quy bội biểu diễn mỗi quan hệ giữa hai hay nhiều biến độc lập với một biến phụ thuộc định lượng.
Mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến quyết định chọn ngân hàng để vay vốn được diễn giải như sau:
F = β0 + β1A + β2B+ β3C + β4D + β5E + ei
Trong đó:
β0: hằng số; β1, β2, … β5: hệ số của các biến độc lập; ei: phần dư của mô hình F: Quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn
B: Sự thuận tiện C: Ảnh hưởng xã hội
D: Nhận thức về kiểm soát hành vi E: Nhân viên
4.4.2.4. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy
Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy bội trong bảng 4.9 cho thấy R2 = 0.614 và R2 hiệu chỉnh = 0.580. Các nhân tố đề xuất giải thích được đến 58% phương sai của F (Quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn).
Bảng 4.9 Tóm tắt mô hình hồi quy
Trong mô hình hồi quy bội có thêm giả thuyết là các biến độc lập không có tương quan hoàn toàn với nhau. Vì vậy, khi ước lượng mô hình hồi quy bội chúng ta cần kiểm tra giả thuyết này thông qua kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF. Hệ số phóng đại phương sai là giá trị nghịch đảo của dung sai tương ứng.
Xem xét bảng 4.11, hệ số hồi quy trong mô hình ta thấy hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn < 1.3, tối đa là 1.123. Như vậy không có hiện tượng đa phương sai VIF đều nhỏ hơn < 1.3, tối đa là 1.123. Như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của mô hình
Thống kê sự thay đổi
Durbin- Watson R2 F Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Mức ý nghĩa 1 .784a 0.614 0.580 0.1324 0.580 243.021 5 114 0.000 1.891 a. Biến độc lập: (Constant) A, B, C, D, E b. Biến phụ thuộc e: F
4.4.2.5. Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy
Mục đích của kiểm định F trong bảng ANOVA được trình bày ở bảng 4.10 chính là để kiểm tra xem mô hình hồi quy tuyến tính này có suy rộng và áp dụng được cho tổng thể hay không. Mức ý nghĩa của kiểm định F là 0.000 < 0.05. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.10 Phân tích ANOVA cho sự phù hợp của mô hình
Mô hình Biến thiên Bậc tự do Trung bình
biến thiên F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 21.309 5 4.262 243.021 .000b Phần dư 1.999 114 .018 Tổng 23.309 119
4.4.2.6. Ý nghĩa các hệ số hồi quy và thảo luận kết quả
Bảng 4.11 Hệ số hồi quy trong mô hình
Hệ số Hệ số beta chưa tiêu chuẩn hóa Hệ số beta đã tiêu chuẩn hóa Thống kê t P value
Tương quan Thống kê
B Sai số chuẩn Beta Bậc 0 Từng phần Bán phần Dung sai VIF Hằng số .203 .116 1.748 .083 A .445 .026 .556 17.282 .000 .829 .851 .474 .726 1.378 B .211 .022 .307 9.478 .000 .641 .664 .260 .716 1.396 C .106 .015 .212 7.252 .000 .492 .562 .199 .879 1.138 D .164 .019 .254 8.747 .000 .460 .634 .240 .890 1.123 E .052 .026 .066 2.038 .044 .532 .188 .056 .728 1.373
Nguồn: Tác giả tính toán từ dữ liệu khảo sát
Từ kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 4.11, ta có thể đưa ra kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đặt ra trong bài như sau:
Giả thuyết H1: “Thái độ/Sở thích có tác động cùng chiều đối với quyết định lựa chọn ngân hàng của KHCN để vay vốn”. Nhân tố Thái độ/Sở thích được ký hiệu là A. Hệ số hồi quy của A là 0.556 với giá trị p-value của thống kê t 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. Điều này phù hợp với lý thuyết TPB cho rằng, thái độ đối với hành vi của khách hàng dựa trên niềm tin đánh giá hiệu quả mong muốn đối với hành vi. Sự đánh giá này càng cao, khách hàng càng có thái độ tích cực đối với hành vi, sẽ dẫn đến ý định mạnh mẽ để thực hiện hành vi
này. Đây cũng là kết quả được rút ra từ nghiên cứu của Phạm Hồng Mạnh & Đồng Trung Chính (2013) rằng Thái độ/Sở thích là một trong những yếu tố quan trọng có tác động tới ý định vay vốn của khách hàng. Nghiên cứu của Nguyễn Kim Nam & Trần Thị Tuyết Vân (2015), Saled & ctg (2013), Chigamba & Fatoki (2011), Zulfiqar & ctg (2014), Aregbeyen (2011) đều cho rằng lãi suất là một trong những tiêu chí đầu tiên để đánh giá mong muốn của khách hàng khi lựa chọn ngân hàng. Khách hàng rất coi trọng và kỳ vọng đối với nguồn vốn này từ các ngân hàng vì một khi tiếp cận được vốn, khách hàng sẽ có cơ hội trong việc phát triển hoạt động sản xuất kinh doanh cũng như thực hiện những kế hoạch chi tiêu mua sắm cho bản thân và gia đình. Vì vậy, nếu ngân hàng đáp ứng được những nhu cầu của khách hàng bằng cách đưa ra được một mức lãi suất và phí thấp, có thể đáp ứng đủ nhu cầu vốn của khách hàng, thời gian vay và trả lãi phù hợp, và các thông tin về sản phẩm, điều kiện, điều khoản được thông tin đầy đủ đến khách hàng, thì không có lý do gì khách hàng lại từ chối giao dịch vay vốn tại ngân hàng đó.
Giả thuyết H2: “Sự thuận tiện có tác động cùng chiều đến quyết định lựa chọn ngân hàng của KHCN để vay vốn”. Nhân tố sự thuận tiện được ký hiệu là B. Hệ số hồi quy của B là 0.307 với giá trị p-value của thống kê đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận và chúng ta có thể kết luận sự thuận tiện càng tăng thì khả năng khách hàng lựa chọn vay vốn tại ngân hàng càng cao. Ngân hàng nào có thủ tục vay vốn càng đơn giản, thuận tiện cho khách hàng và thời gian xét duyệt và giải quyết hồ sơ nhanh chóng sẽ thu hút được khách hàng đến vay vốn. 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 Phạm Thị Tâm & Phạm Ngọc Thúy (2010), Nguyễn Kim Nam & Trần Thị Tuyết Vân (2015), Chigamba & Fatoki (2011). Sự thuận tiện này được thể hiện ở khoảng cách từ nơi cư trú hay địa điểm làm việc hoặc kinh doanh của khách hàng đến địa điểm giao dịch của ngân hàng. Vì vậy, điều khách hàng cần đó là ngân hàng có nhiều điểm giao dịch, và nơi đó phải thuận tiện cho khách hàng, giúp khách hàng vừa
nhanh chóng giải quyết được nhu cầu giao dịch với ngân hàng, vừa giúp khách hàng tiết kiệm được thời gian và chi phí đi lại.
Giả thuyết H3: “Ảnh hưởng của các mối quan hệ có tác động cùng chiều đến quyết định lựa chọn ngân hàng của KHCN để vay vốn”. Nhân tố ảnh hưởng của các mối quan hệ được ký hiệu là C. Hệ số hồi quy của C là 0.212 với giá trị p-value của thống kê t đạt mức ý nghĩa 1%. Như vậy giả thuyết H3 được chấp nhận, nếu sự ảnh hưởng của những người tham khảo quan trọng càng ủng hộ thì quyết định mua của khách hàng sẽ thuận lợi hơn. Các kết quả nghiên cứu của Nguyễn Kim Nam & Trần Thị Tuyết Vân (2015), Phạm Thị Tâm & Phạm Ngọc Thúy (2010), Abbam & ctg (2015) đều chỉ ra rằng các mối quan hệ có ảnh hưởng nhất định đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng. Với mong muốn lựa chọn cho mình một ngân hàng phù hợp để vay vốn, khách hàng sẽ tham khảo thông tin từ những người thân quen như gia đình, bạn bè, đồng nghiệp hay từ chính những nhân viên ngân hàng trước khi đưa ra quyết định chọn lựa của mình.
Giả thuyết H4: “Ảnh hưởng của Nhận thức về kiểm soát hành vi có tác động cùng chiều đến quyết định lựa chọn ngân hàng của KHCN để vay vốn”. Nhân tố nhận thức về kiểm soát hành vi được ký hiệu là D. Hệ số hồi quy của D là 0.254 với giá trị p-value của thống kê t đạt mức ý nghĩa 1%. Theo thuyết TPB, khả năng kiểm soát hành vi lựa chọn ngân hàng được hiểu là sự tự đánh giá của cá nhân về khả năng thực hiện quyết định của mình. Các yếu tố các nhân dùng để đánh giá khả năng thực hiện hành vi gồm nhận thức chủ quan của cá nhân đối với việc lựa chọn ngân hàng để vay là dễ dàng hay khó khăn và hành động đó có bị kiểm soát và hạn chế hay không. Kết quả cho thấy nếu năng lực tự đánh giá về khả năng thực hiện hành vi của mình càng cao, thì việc đưa ra quyết định của khách hàng càng dễ dàng và nhanh chóng.
Giả thuyết H5: “Ảnh hưởng của nhân viên có tác động cùng chiều đến quyết định lựa chọn ngân hàng của KHCN để vay vốn”. Nhân tố nhân viên được ký hiệu là E. Hệ số hồi quy của E là 0.066 và có ý nghĩa về mặt thống kế với giá trị p value bằng
0.44. Một lý do mà KHCN lựa chọn một ngân hàng để vay vốn đó là nhân viên phục vụ tốt. Bất cứ một ngân hàng hay tổ chức nào, muốn tồn tại thì trước hết phải có một đội ngũ nhân viên chuyên nghiệp. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Lê Thị Thu Hằng (2011), Nguyễn Kim Nam & Trần Thị Tuyết Vân (2015), Hoàng Thị Anh Thư (2017), Saleh & ctg (2013), Aregbeyen (2011). Phong cách phục vụ chuyên nghiệp, thái độ thân thiện và quan tâm đến khách hàng, năng lực chuyên môn cao xử lý giao dịch nhanh chóng, kỹ năng tư vấn tốt và hướng dẫn thủ tục cho khách hàng đầy đủ và dễ hiểu sẽ làm cho khách hàng cảm thấy hài lòng khi đến giao dịch tại ngân hàng đó, và đây cũng là một tiêu chí khách hàng đặt ra khi lựa chọn ngân hàng để vay vốn.
4.5. Phân tích các nhân tố tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng Thương mại Cổ phần Công thương Việt Nam – Chi nhánh Đồng Tháp để vay vốn của khách hàng cá nhân
Kết quả hồi quy cho thấy các nhân tố được đề xuất đều có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng. Trong phần này, tác giả sử dụng bảng câu hỏi định tính dành riêng cho những khách hàng có ý định lựa chọn hoặc đang vay vốn tại Vietinbank Đồng Tháp để có cái nhìn rõ hơn về cách nhìn nhận của khách hàng một cách khách quan khi quyết định lựa chọn ngân hàng để vay vốn.
Tại ngân hàng Vietinbank Đồng Tháp, chuyên trách mảng cho vay khách hàng cá nhân có 8 phòng ban phụ trách, bao gồm phòng Bán lẻ được đặt tại trụ sở chính Chi nhánh (TP. Cao Lãnh) và 07 phòng giao dịch (PGD) được đặt tại các huyện trên địa bàn tỉnh Đồng Tháp, gồm: PGD Tân Mỹ, PGD Lấp Vò, PGD Tam Nông, PGD Hồng Ngự, PGD Thường Thới Tiền, PGD Mỹ Thọ và PGD Tháp Mười. Để kết quả phỏng vấn có chất lượng, khách hàng được lựa chọn là những khách hàng có dư nợ vay lớn và có tần suất đến giao dịch thường xuyên tại các phòng ban chuyên trách trên. Với số