kiệm tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín-PGD Bà Hom
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha, các biến quan sát của biến quyết định đều đảm bảo độ tin cậy và không biến nào bị loại nên tiếp tục tiến hành phân tích nhân tố khám phá để kiểm định giá trị hội tụ của thang đo này.
Bảng 4.12: KMO and Bartlett’s Test
KMO and Bartlett's Test
Trị số KMO
Kiểm định Bartlett Approx. Chi-Squaredf Sig.
.676 115.701 3 .000
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Kiểm định KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) là 0.676 > 0.5 đạt yêu cầu. Giá trị Sig Bartlett’s Test là 0.00 < 0.05 thể hiện các biến có tương quan với nhau và phù hợp để phân tích nhân tố EFA.
Bảng 4.13: Tổng phương sai trích (Total Variance Explained)
Total Variance Explained
Yếu tố Giá trị Eigenvalues Tổng bình phương hệ số tải đã trích Toàn phần % của phươn g sai trích % tích lũy Toàn phần % của phương sai trích % tích lũy 1 1.965 65.499 65.499 1.965 65.499 65.499 2 .580 19.341 84.841 3 .455 15.159 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Quan sát bảng 4.13, chỉ số Eigenvalue của 1 nhân tố có giá trị là 1.965 > 1, cho thấy sự phù hợp để phân tích nhân tố EFA. Tổng phương sai trích (Total Variance Explained) giải thích được 65,499% > 50%.
Bảng 4.14: Ma trân nhân tố Component Matrixa Yếu tố 1 QD1 .840 QD3 .808 QD2 .779
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Ta thấy, các trọng số của thang đo quyết định (QD) đều đạt yêu cầu (> 0.50). Trong đó, trọng số lớn nhất là của biến QD1 (0.840) và trọng số nhỏ nhất là của biến QD2 (0.779). Như vậy, thang đo quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín-PGD Bà Hom đạt giá trị hội tụ.
4.5 Kiêm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết 4.5.1 Phân tích tương quan
Bảng 4.15: Kết quả phân tích tương quan Pearson
Correlations QD TH AH AT CL LS TT Pearson Correlation QD Sig. (2-tailed) N Pearson TH CorrelationSig. (2-tailed)
N Pearson AH CorrelationSig. (2-tailed)
N Pearson AT CorrelationSig. (2-tailed)
N CL PearsonCorrelation 1 .417** .368** .324** .457** .375** .188* .000 .000 .000 .000 .000 .012 179 179 179 179 179 179 179 .417** 1 .073 .111 .013 -.062 .006 .000 .335 .140 .861 .413 .940 179 179 179 179 179 179 179 .368** .073 1 .214** .237** .261** .087 .000 .335 .004 .001 .000 .245 179 179 179 179 179 179 179 .324** .111 .214** 1 .285** .217** -.161* .000 .140 .004 .000 .004 .031 179 179 179 179 179 179 179 .457** .013 .237** .285** 1 .206** -.079 Sig. (2-tailed) N .000 .861 .001 .000 .006 .293
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Kết quả cho thấy, các giá trị sig tương quan Pearson giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 5% và các biến độc lập đều có hệ số tương quan với biến phụ thuộc nằm trong khoảng -1 đến 1. Qua đó ta thấy, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Bên cạnh đó, các biến độc lập có hệ số tương quan không lớn với nhau, nên vấn đề về đa cộng tuyến không xuất hiện trong mô hình nghiên cứu.
4.5.2 Phân tích hồi quy
Phương pháp phân tích hồi quy bội sẽ là phương pháp được dùng để kiểm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu. Phương pháp này sẽ giúp tác giả biết được mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Và kết quả phân tích sẽ thông qua phần mềm xử lý thống kê SPSS 22 được trình bày qua các bảng sau đây:
Bảng 4.16: Tóm tắt mô hình hồi quy
Model Summaryb
Mô
hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ướclượng
Hệ số Durbin-Watson 1 .747a .557 .542 .40379 1.825
a. Predictors: (Constant), TT, TH, LS, CL, AH, AT b. Dependent Variable: QD
Dựa vào bảng 4.16, mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0.542, nghĩa là các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 54,2% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) của hàm hồi quy có giá trị bằng 1.825 nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc 1, hoặc có thể phát biểu là các phần dư ước lượng của mô hình độc lập không có mối quan hệ tuyến tính với nhau.
Bảng 4.17: Kết quả phân tích ANOVAa
ANOVAa Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do (df) Trung bình bình phương F Sig. Regression 35.314 6 5.886 36.098 .000b 1 Residual 28.044 172 .163 Total 63.358 178 a. Dependent Variable: QD
b. Predictors: (Constant), TT, TH, LS, CL, AH, AT
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Nhìn vào bảng kết quả ta có thể thấy giá trị F=36.098 với Sig. là 0.00 < 0.05 cho thấy mô hình hồi quy này hoàn toàn phù hợp với tập dữ liệu.
Bảng 4.18: Trọng số hồi quya Coefficientsa Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF (Constant) - 1.837 .444 - 4.133 .000 1 TH .408 .052 .403 7.838 .000 .974 1.026 AH .128 .049 .144 2.632 .009 .865 1.156 AT .125 .054 .129 2.341 .020 .842 1.188
CL .302 .048 .344 6.330 .000 .870 1.149 LS .216 .045 .258 4.779 .000 .882 1.134 TT .275 .066 .215 4.146 .000 .953 1.049 a. Dependent Variable: QD
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
4.5.2.1 Kiểm định mô hình hồi quy
Quan sát bảng 4.18 cho ta thấy kết quả phân tích hồi quy bôi của sáu nhân tố gồm: Thương hiệu (TH); Ảnh hưởng của người quen (AH); Sự an toàn (AT); Chất lượng dịch vụ (CL); Lãi suất (LS); Sự thuận tiện (TT) đều đạt giá trị Sig. < 0.05. Cho nên, sáu nhân tố này đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu. Và mô hình này giải thích được 54,2% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Một chỉ số quan trọng khách chúng ta cần quan sát trong bảng 4.18 nữa là chỉ số VIF, kết quả cho thấy là hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các khái niệm độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 10, đều nhằm khẳng định lại rằng giữa các biến độc lập không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B) thì chúng ta không thể thấy được mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc bởi vì còn tồn tại độ lệch chuẩn khác nhau giữa các biến. Vì vậy, để có thể so sánh mức độ tác động của các biến TH, AH, AT, CL, LS, TT lên quan điểm GTTK của khách hàng, chúng ta sử dụng hệ số hồi quy chuẩn hóa (Beta) để đánh giá. Nếu biến nào có giá trị Beta lớn nhất thì biến đó tác động mạnh nhất đến biến phụ thuộc (QD).
Kết quả cho thấy, nhân tố “Thương hiệu” có tác động mạnh nhất trong các nhân tố với Beta=0.403, tiếp theo đó là nhân tố “Chất lượng dịch vụ” có tác động mạnh nhì (Beta=0.344), kế tiếp là nhân tố “Lãi suất” (Beta=0.258), nhân tố “Sự thuận tiện” (Beta=0.215), nhân tố “Ảnh hưởng của người quen” (Beta=0.144) và cuối cùng là nhân tố “Sự an toàn” (Beta=0.129). Qua đây, ta có mô hình hồi quy đã chuẩn hóa như sau:
Quyết định=0.403*Thương hiệu + 0.344*Chất lượng dịch vụ + 0.258*Lãi suất + 0.215*Sự thuận tiện + 0.144*Ảnh hưởng của người quen + 0.215*Sự thuận tiện + 0.129*Sự an toàn.
Mô hình cho ta biết được là trong điều kiện có yếu tố khác không đổi, có nghĩa là khi yếu tố về thương hiệu tăng 1% thì quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín-PGD Bà Hom sẽ tăng thêm 0,403%; khi yếu tố lãi suất tăng 1% thì quyết định của khách hàng sẽ tăng thêm 0,344%. Tương tự với các yếu tố còn lại.
4.5.2.2 Kiểm định các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Phân phối chuẩn của phần dư: Đối với hiện tượng phương sai không đổi, qua hình 4.2 ta thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 1,87*10-15 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev. = 0,983 tức là gần bằng 1). Do đó, giả định về phân phối chuẩn của phần dư là không bị vi phạm.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa của mô hình nghiên cứu
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22) Qua biểu đồ tần số P-P ở hình 4.3, cho thấy các điểm của phần dư phân tán gần như không cách xa đường thẳng kỳ vọng, do đó giả định về phân phối chuẩn của phần dư được thỏa mãn
Hình 4.2: Đồ thị phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22) Kiêm tra giả định liên hệ tuyến tính: Dùng đồ thị Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual) và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized Predicted Value). Hình 4.4, cho ta thấy các phần dư phân tán thành từng đường thẳng. Điều này đồng nghĩa với việc giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 4.3: Đồ thị phân tán Scatterplot
4.5.2.3 Kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết H1: Thương hiệu sẽ có tác động cùng chiều đến việc ra quyết định gủi tiền tiết kiệm tại Sacombank - PGD Bà Hom.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu “Tiêu chí lựa chọn ngân hàng Được tuyển dụng bởi sinh viên đại học ở Bahrain” của Almossawi (2001); Chareles Blankson và các cộng sự (2007) “Các yếu tố quyết định việc lựa chọn ngân hàng ở Mỹ, Đài Loan và Ghana. Hệ số Beta đã chuẩn hóa của yếu tố này là 0.403 với t= 7.838 và mức ý nghĩa Sig.= 0.000 < 5%: chấp nhận giả thuyết H1 với mức ý nghĩa 5% và yếu tố thương hiệu có tác động tích cực lên quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Sacombank-PGD Bà Hom của khách hàng cá nhân.
Giả thuyết H2: Ảnh hưởng của người quen có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín - PGD Bà Hom.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.144 với t=2.632 và mức ý nghĩa là Sig. 0.009 < 5%: chấp nhận giả thuyết H2 với mức ý nghĩa 5% và nó có tác động tích cực lên quyết định của khách hàng cá nhân trong việc gửi tiền tiết kiệm tại ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín - PGD Bà Hom. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hoàng Thị Anh Thư (2016) “Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Huế”.
Giả thuyết H3: Sự an toàn có tác động cùng chiều đối với quyết định gửi tiền tiết kiệm vào Sacombank - PGD Bà Hom của khách hàng cá nhân.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.129 với t=2.341 và mức ý nghĩa Sig. =0.020 < 5%: chấp nhận giả thuyết H3 với mức ý nghĩa 5% và yếu tố này có tác động tích cực lên khách hàng cá nhân trong việc quyết định gửi tiền tiết kiệm vào Sacombank-PGD Bà Hom. Kết quả cho thấy, nó phù hợp với nghiên cứu của Safiek Mokhlis (2009) “Nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng tại Malaysia” và N.kamakodi và Basheer Ahmed khan (2008) “Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chọn ngân hàng ở Ấn Độ”.
Giả thuyết H4: Chất lượng dịch vụ đối với việc gửi tiền tiết kiệm có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định của khách hàng
Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Chareles Blankson và các cộng sự (2007) “Các yếu tố quyết định việc lựa chọn ngân hàng ở Mỹ, Đài Loan và Ghana; Safiek Mokhlis (2009) “Nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân hàng tại Malaysia”,... Hệ số Beta đã chuẩn hóa của biến này là 0.344 với t=6.330 và mức ý nghĩa Sig. =0.00 < 5%: chấp nhận giả thuyết H4 với mức ý nghĩa 5%. Tác động của những người xung quanh như người thân, bạn bè, đồng nghiệp có thể tác động tích cực vào quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng, tạo niềm tin và sự tin cậy cho khách hàng đối với ngân hàng.
Giả thuyết H5 : Lãi suất có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng tại PGD Bà Hom
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu “Các yếu tố quyết định hành vi và tác động của chúng đến tiền gửi tiết kiệm của khách hàng tại các ngân hàng Hồi giáo ở Ả Rập” của Saleh Saud Almejyesh và cộng sự (2014) và “ Tiêu chí lựa chọn ngân hàng của sinh viên đại học ở Bahrain” của Mohammad Nader Mohammadi và cộng sự (2015). Yếu tố này có hệ số Beta đã chuẩn là 0.258 với t = 4.779 và mức ý nghĩa Sig.= 0.000 < 5%: chấp nhận giả thuyết H5 với mức ý nghĩa 5% và yếu tố lãi suất có tác động tích cực lên quyết định đối với việc gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân.
Giả thuyết H6 :Sự thuận tiện có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng tại PGD Bà Hom.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.215 với t=4.146 và mức ý nghĩa Sig. =0.000<5%: chấp nhận giả thuyết H6 với mức ý nghĩa 5% và yếu tố có tác động tích cực vào việc quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng, tạo sự thỏai mái trong giao dịch cho khách hàng. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Saleh Saud Almejyesh và cộng sự (2014) “Các yếu tố quyết định hành vi và tác động của chúng đến tiền gửi tiết kiệm của khách hàng tại các ngân hàng Hồi giáo ở Ả Rập”; Chareles Blankson và các cộng sự (2007) “Các nhân tố quyết định lựa chọn ngân hàng ở ba nền kinh tế Mỹ, Đài Loan và Ghana”.
4.5.4 Phân tích tác động của các nhân tốBảng 4.19: Mức độ tác động của các nhân tố Bảng 4.19: Mức độ tác động của các nhân tố Các nhân tố Hệ số Beta đã chuẩn hóa Xếp hạng Tương quan
Thương hiệu 0.403 1 Cùng chiều Chất lượng dịch vụ 0.344 2 Cùng chiều Lãi suất 0.258 3 Cùng chiều Sự thuận tiện 0.215 4 Cùng chiều Ảnh hưởng của người quen 0.144 5 Cùng chiều Sự an toàn 0.129 6 Cùng chiều
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Hệ số Beta đã chuẩn hóa sẽ thể hiện mức độ tác động của sáu biến độc lập lên biến phụ thuộc. Thông qua bảng 4.20, ta thấy được thứ tự tác động từ mạnh đến yếu của sáu biến độc lập này. Từ đó có thể thấy biến “Thương hiệu” có tác động tích cực mạnh nhất, kế tiếp đó biến “Chất lượng dịch vụ” và biến có tác động ít nhất đến biến quyết định gửi tiết kiệm tại Sacombank - PGD Bà Hom là biến “ Sự an toàn”.
4.6 Kiêm định về sự khác biệt về quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín- PGD Bà Hom theo các biến định tính bằng ANOVA
4.6.1 Phân tích sự khác biệt theo giới tính
Bảng 4.20: Kiểm định Levene phương sai đồng nhất
Test of Homogeneity of Variances
QD
Levene Statistic
df1 df2 Sig. 2.474 1 177 .118
Bảng 4.21: Kết quả ANOVA ANOVA QD Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups .079 1 .079 .222 .638 Within Groups 63.279 177 .358 Total 63.358 178
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Từ bảng kết quả 4.20, ta thấy kiểm định Levene có Sig.= 0.118 > 5%. Do đó, kết luận phương sai giữa các nhóm không có sự khác biệt, có thể tiến hành phân tích ANOVA. Kết quả phân tích Oneway ANOVA ta thấy rằng: Sig. = 0.638> 5%. Qua đó, giả thuyết H0-không có sự khác biệt trong việc quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Sacombank-PGD Bà Hom giữa nam và nữ, được chấp nhận.
4.6.2 Phân tích sự khác biệt theo độ tuôi
Bảng 4.22: Kiểm định Levene phương sai đồng nhất
Test of Homogeneity of Variances
QD
Levene Statistic df1 df2 Sig. 1.344 3 175 .262 Bảng 4.23: Kết quả ANOVA ANOVA QD Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 1.039 3 .346 .973 .407 Within Groups 62.319 175 .356 Total 63.358 178
(Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm SPSS 22)
Từ bảng kết quả 4.22, ta thấy kiểm định Levene có Sig.= 0.262>5%. Do đó, kết luận phương sai giữa các nhóm không có sự khác biệt, đủ điều kiện để phân tích
ANOVA. Qua kết quả phân tích ANOVA thấy rằng: Sig. = 0.407>5%. Cho nên, giả thuyết H0–không có sự khác biệt về quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Sacombank- PGD Bà Hom giữa các nhóm tuổi, được chấp nhận.
4.6.3 Phân tích sự khác biệt theo nghề nghiệp
Bảng 4.24: Kiểm định Levene phương sai đồng nhất
Test of Homogeneity of Variances
QD
Levene Statistic df1 df2 Sig. .867 3 175 .459 Bảng 4.25: Kết quả ANOVA