Chƣơng 4 : PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá EFA biến độc lập
Sau khi kiểm đinh độ tin cậy của thang đo, tác giả tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA các biến độc lập bằng phương pháp trích Principal Component với phép xoay Varimax. Kết quả phân tích EFA như sau:
Kết quả kiểm định Bartlett’s trong bảng kiểm định KMO và Bartlett’s với sig = 0.000 < 0.05 và chỉ số KMO = 0.866 > 0.5 cho thấy các biến trong nhóm có sự tương
quan tuyến tính với nhau và dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 4.11: Bảng kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .866 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 3869.741 Df 325 Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Tại mức giá trị Eigenvalues = 1.118 với phương pháp rút trích Principal Components và phép xoay Varimax, phân tích nhân tố đã trích được 07 nhân tố từ 26 biến quan sát với tổng phương sai trích là 74.994% (>50%) đạt yêu cầu. Như vậy, thang đo được chấp nhận, 07 nhân tố giải thích được 74.994% biến thiên của dữ liệu. Hệ số tải nhân tố của các biến này đều đạt yêu cầu lớn hơn 0.5 và chênh lệch hệ số tải nhân tố của một biến quan sát đều lớn hơn 0.3.
Bảng 4.12: Tổng hợp kết quả phân tích nhân tố EFA biến độc lập
STT Thông số Giá trị Thỏa mãn điều kiện
1 KMO 0.866 ≥ 0.5
2 Sig của Bartlett’s Test 0.000 ≤ 0.05
3 Eigenvalues 1.118 > 1
4 Tổng phương sai trích 74.994% ≥ 50%
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Từ kết quả bảng ma trận xoay các nhân tố, lệnh trung bình trong SPSS (Transform/Compute Variable/Mean) được sử dụng để nhóm các biến quan sát lại thành 07 biến độc lập là trung bình của các thang đo thành phần. Các nhân tố này được gom lại và đặt tên cụ thể như sau:
Nhân tố 1: gồm 05 biến NV1, NV2, NV3, NV4, NV5 được nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là “Nhân viên”, ký hiệu là NV.
Nhân tố 2: gồm 04 biến TH1, TH2, TH3, TH4, được nhóm lại và được đặt tên là “Thương hiệu”, ký hiệu là TH.
Nhân tố 3: gồm 03 biến DU1, DU2, DU3 được nhóm lại và được đặt tên là “Sự đáp ứng”, ký hiệu là DU.
Nhân tố 4: gồm 03 biến GYNT1, GYNT2, GYNT34, được nhóm lại và được đặt tên là “Gợi ý người thân”, ký hiệu là GYNT.
Nhân tố 5: gồm 3 biến LITC1, LITC2, LITC3 được nhóm lại và được đặt tên là “Lợi ích tài chính”, ký hiệu là LITC.
Nhân tố 6: gồm 03 biến CT1, CT2, CT3được nhóm lại và được đặt tên là “Thương hiệu”, ký hiệu là TH.
Nhân tố 7: gồm 03 biến TL2, TL3, TL4 được nhóm lại và được đặt tên là “Sự tiện lợi”, ký hiệu là TL.
Bảng 4.13: Bảng xoay các nhân tố ảnh hƣởng đến quyết định lựa chọn
STT Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 1 NV1 0.687 2 NV2 0.851 3 NV3 0.862 4 NV4 0.843 5 NV5 0.693 6 TH1 0.800 7 TH2 0.845 8 TH3 0.762 9 TH4 0.851 10 TL1 0.572 11 TL2 0.694 12 TL3 0.805 13 TL4 0.844
14 DU1 0.853 15 DU2 0.838 16 DU3 0.764 17 GYNT1 0.729 18 GYNT2 0.842 19 GYNT3 0.862 20 CT1 0.851 21 CT2 0.824 22 CT3 0.623 23 CT4 0.609 24 LITC1 0.742 25 LITC2 0.793 26 LITC3 0.746 Eigenvalues 8.794 2.533 2.071 1.924 1.510 1.289 1.118 Phƣơng sai trích 14.673 12.370 10.399 9.435 9.399 8.919 8.799 Cronbach’s Alpha 0.898 0.898 0.845 0.889 0.833 0.742 0.833
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc:
Bảng 4.14: Bảng kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s biến phụ thuộc
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. 0.677 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 143.330 df 6 Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả phân tích EFA thang đo biến phụ thuộc cho thấy hệ số KMO = 0.677 thỏa mãn điều kiện 0.5 < KMO < 1, phân tích nhân tố khám phá EFA là thích hợp cho dữ liệu
thực tế. Thống kê Chi-Square có giá trị 143.330 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 nghĩa là các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện. Phương sai trích đạt 50.179% cho thấy nhân tố được rút trích giải thích được 50.179% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalues = 2.007. Do đó, kết quả EFA được chấp nhận và có thể sử dụng cho bước phân tích hồi quy tiếp theo.
Bảng 4.15: Kết quả phân tích EFA quyết định lựa chọn
STT Biến quan sát Nhân tố 1 1 QDLC1 0.774 2 QDLC2 0.751 3 QDLC3 0.726 4 QDLC4 0.564 Phƣơng sai trích (%) 50.179 Cronbach’s Alpha 0.677
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.4. Phân tích tƣơng quan Pearson
Phân tích tương quan Pearson nhằm mục đích kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập và thường được tiến hành trước khi phân tích hồi quy.
Hệ số tương quan là chỉ số đo lường mối liên hệ tương quan giữa 2 biến và thường có giá trị dao động từ -1 đến 1. Hệ số tương quan bằng 0 nghĩa là khơng có sự tương quan giữa 2 biến, hệ số tương quan bằng -1 hoặc bằng 1 thì hai biến có quan hệ tuyệt đối với nhau. Nếu hệ số tương quan có giá trị dương thì hai biến có quan hệ tỷ lệ thuận và ngược lại nếu hệ số tương quan mang giá trị âm thì hai biến sẽ có quan hệ nghịch chiều nhau.
Kết quả phân tích ở bảng kết quả tương quan Pearson (Phụ lục 4, bảng số 1) cho thấy các nhân tố trong mơ hình nghiên cứu đều có quan hệ chặt chẽ với nhân tố “Quyết định lựa chọn” ở mức ý nghĩa 5%. Cả 07 yếu tố đều ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định lựa chọn với hệ số tương quan dao động từ 0.482 đến 0.742, trong đó cao nhất là nhân tố “Lợi ích tài chính” với hệ số tương quan là 0.742 và thấp nhất là nhân tố
“Chiêu thị” với hệ số tương quan là 0.482 và giữa các nhân tố trong mơ hình cũng có mối quan hệ cùng chiều với nhau.
4.5. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tính bội được thực hiện với biến phụ thuộc là “Quyết định lựa chọn” và 07 biến độc lập bao gồm: Sự đáp ứng, lợi ích tài chính (lãi suất và phí dịch vụ), thương hiệu của ngân hàng, nhân viên phục vụ, sự tiện lợi, gợi ý của người thân và hoạt động chiêu thị. Sử dụng phương pháp hồi quy tổng thể - Enter trong phần mềm SPSS với mức ý nghĩa 5%, ta được kết quả như sau:
Bảng 4.16: Kết quả mơ hình hồi quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Collinearity Statistics B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta Toleran ce VIF 1 (Constant) -.040 .123 -.325 .746 NV .134 .026 .159 5.180 .000 .622 1.609 TH .111 .018 .176 6.035 .000 .691 1.448 TL .139 .020 .212 6.915 .000 .625 1.600 DU .152 .024 .197 6.439 .000 .626 1.599 GYNT .124 .024 .149 5.141 .000 .702 1.424 CT .166 .023 .190 7.317 .000 .871 1.149 LITC .176 .020 .280 8.813 .000 .582 1.719
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Phân tích hồi quy bội đòi hỏi phải kiểm định một số giả định để đảm bảo các ước lượng trong mơ hình có ý nghĩa và đáng tin cậy. Do đó, trước khi phân tích kết quả của mơ hình hồi quy ở bảng 1.13, tác giả tiến hành kiểm tra các giả định để đảm bảo các ước lượng trong mơ hình có ý nghĩa và đáng tin cậy.
4.5.1. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình Bảng 4.17: Kết quả R2 hiệu chỉnh Mơ hìn h R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
Thống kê thay đổi
R2 thay đổi F thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa F thay đổi 1 .930a .864 .860 .13724 0.864 210.128 7 231 0.000
Hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.86 tức là 86% sự biến thiên ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn có thể giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình. Hệ số Durbin-Watson của mơ hình là 1.942 thỏa mãn điều kiện 1 < Durbin-Watson < 3 nên mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan. Như vậy, có thể nói mơ hình là phù hợp với tập dữ liệu mẫu nghiên cứu. Tuy nhiên hệ số R2 hiệu chỉnh sau khi chạy hồi quy chỉ cho biết sự phù hợp của mơ hình hồi quy đối với dữ liệu mẫu đã khảo sát, kết quả này khơng có giá trị khái quát hóa cho tồn bộ tổng thể, do đó cần thực hiện thêm kiểm định F để kiểm định sự phù hợp của mơ hình với tổng thể.
Trong bảng kết quả phân tích phương sai ANOVA, cới Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy biến phụ thuộc có mối liên hệ tuyến tính với biến độc lập và có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra là phù hợp với tổng thể trên thực tế. Hay nói cách khác là các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc với độ tin cậy 99%. Giá trị F là 210.128 với mức ý nghĩa 0.000 do đó mơ hình hồi quy được xem là phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.18: Kết quả phân tích ANOVA
Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Mức ý nghỉa 1 Hồi quy 27.703 7 3.958 210.128 .000b Số dư 4.351 231 .019 Tổng 32.054 238
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.5.2. Kiểm tra đa cộng tuyến
Việc kiểm tra đa cộng tuyến được thực hiện thông qua nhân tố phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). Nếu giá trị VIF lớn hơn 10 thì đó là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến, tức là hiện tượng giữa các biến độc lập có tương quan tuyến tính theo dạng hàm số với nhau. Căn cứ vào số liệu của bảng kết quả hồi quy (Phụ lục 4, bảng số 4) thì nhân tố phóng đại phương sai VIF của mơ hình có giá trị lớn nhất là 1.719 < 10 nên có thể kết luận khơng có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập đang theo dõi trong mơ hình nghiên cứu này.
4.5.3. Phân tích kết quả
Sau khi kiểm tra các vi phạm giả định trong phân tích mơ hình hồi quy, kết quả của mơ hình hồi quy của mẫu có thể sử dụng các ước lượng cho các hệ số hồi quy của tổng thể. Phương trình hồi quy tuyến tính được xây dựng dựa trên hệ số Beta đã chuẩn hóa như sau:
QDLC = 0.197* DU + 0.28*LITC+ 0.176*TH + 0.159*NV + 0.212*TL 0.149*GYNT + 0.19*CT
Trong đó:
DU: Sự đáp ứng
LITC: Lợi ích tài chính.
TH: Thương hiệu của ngân hàng
NV: Thái độ phục vụ của nhân viên TL: Sự tiện lợi
GYNT: Gợi ý của người thân
CT: Hoạt động chiêu thị của ngân hàng.
Từ phương trình hồi quy ta có thể thấy, quyết định lựa chọn chịu sự ảnh hưởng cùng chiều vào 07 yếu tố như giả thuyết ban đầu đưa ra là: Sự đáp ứng, lợi ích tài chính (lãi suất và phí dịch vụ), thương hiệu của ngân hàng, nhân viên phục vụ, sự tiện lợi, gợi ý của người thân và hoạt động chiêu thị. Trong số các yếu tố tác động đến quyết định lựa chọn thì yếu tố lợi ích tài chính là yếu tố tác động mạnh nhất với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.28, tiếp theo là yếu tố sự tiện lợi với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.212, yếu tố gợi ý của của người thân có tác động nhỏ nhất với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.149.
Yếu tố sự đáp ứng
Giả thuyết H1: Sự đáp ứng của ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Sự đáp ứng” của ngân hàng có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.28 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H2 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Sự đáp ứng” của ngân hàng càng cao thì quyết định lựa chọn càng nhiều.
Yếu tố lợi ích tài chính
Giả thuyết H2: Lợi ích tài chính có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Lợi ích tài chính” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.197 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H2 được chấp nhận. Với
điều kiện các yếu tố khác khơng thay đổi, nếu “Lợi ích tài chính” của khách hàng càng cao thì quyết định lựa chọn càng nhiều.
Yếu tố thƣơng hiệu ngân hàng
Giả thuyết H3: Thương hiệu ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Thương hiệu” của ngân hàng có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.176 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H3 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Thương hiệu” của ngân hàng càng lớn thì quyết định lựa chọn càng nhiều.
Yếu tố “Thái độ phục vụ của nhân viên”
Giả thuyết H4: Thái độ phục vụ của nhân viên có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Thái độ phục vụ của nhân viên” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.159 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H4 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Thái độ phục vụ của nhân viên” càng tốt thì quyết định lựa chọn ngân hàng càng tăng.
Yếu tố sự tiện lợi:
Giả thuyết H5: Sự tiện lợi có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Sự tiện lợi” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.212 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H5 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Sự tiện lợi” càng cao thì quyết định lựa chọn ngân hàng càng tăng.
Yếu tố gợi ý của ngƣời thân
Giả thuyết H6: Gợi ý của người thân có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Gợi ý của người thân” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.149 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H6 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Gợi ý của người thân” càng nhiều thì quyết định lựa chọn ngân hàng càng nhiều.
Giả thuyết H7: Hoạt động chiêu thị của ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân.
Yếu tố “Hoạt động chiêu thị của ngân hàng” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% (Sig.= 0.000), với giá trị β = 0.19 > 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H7 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu “Gợi ý của người thân” càng nhiều thì quyết định lựa chọn ngân hàng càng tăng.
Bảng 4.19: Kết luận về các giả thuyết nghiên cứu
STT Giả
thuyết Nội dung
Tác
động Kết luận
1 H1
Sự đáp ứng của ngân hàng có ảnh
hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn + Chấp nhận
2 H2 Lợi ích tài chính có ảnh hưởng tích cực
đến quyết định lựa chọn + Chấp nhận
3 H
3
Thương hiệu ngân hàng có ảnh hưởng
tích cực đến quyết định lựa chọn + Chấp nhận 4 H4 Thái độ phục vụ của nhân viên có ảnh
hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn + Chấp nhận
5 H5
Sự tiện lợi có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân
+ Chấp nhận
6 H6 Gợi ý của người thân có ảnh hưởng tích
cực đến quyết định lựa chọn + Chấp nhận
7 H7
Hoạt động chiêu thị của ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến quyết định lựa chọn
+ Chấp nhận
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
4.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy yếu tố “Lợi ích tài chính” là yếu tố tác động mạnh nhất đến quyết định lựa chọn ngân hàng vay vốn của khách hàng cá nhân đang vay vốn tại Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam – Chi nhánh Bà Rịa. Đây
như hiện nay thì lãi suất và các loại phí dịch vụ được xem là cơng cụ tốt nhất để các ngân hàng giành và giữ được khách hàng. Tâm lý của khách hàng luôn muốn nhận