6. Cấu trúc đề tài
3.4. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s alpha của thang đo
3.4.4. Nhân tố 4: Quy trình, thủ tục giao dịch của ngân hàng
Bảng 3.14-Bảng kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha của thang đo quy trình, thủ tục giao dịch của ngân hàng.
Thống kê tin cậy Cronbach's
Alpha
Số biến
Thống kê biến tổng Các chỉ tiêu Biến quan sát Trung bình thang đo loại
biến
Phương sai thang đo loại
biến
Tương quan biến tổng hiệu chỉnh
Cronbach's Alpha nếu loại biến
QT1 6.4523 3.774 .492 .784
QT2 6.5176 3.180 .635 .624
QT3 6.6281 3.457 .651 .611
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Đối với nhân tố quy trình, thủ tục giao dịch của ngân hàng thì hệ số Cronbach’s alpha biến tổng và các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của các biến đo lường là không cao so với 3 nhân tố và các biến đo lường đã phân tích trước đó. Tuy nhiên, hệ số Cronbach’s alpha biến tổng cũng đạt hệ số 0,759 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường đều đạt giá trị lớn hơn 0,3 là đáp ứng yêu cầu để sử dụng được trong mơ hình nghiên cứu.
Hệ số Cronbach’ alpha biến tổng khi loại biến đo lường QT1 = 0,784 lớn hơn hệ số Cronbach’s alpha biến tổng khi giữ biến đo lường QT1 = 0,759. Tuy nhiên ta khơng loại biến đo lường QT1 vì hệ số Cronbach alpha của thang đo này khi chưa loại biến đo lường QT1 đã đạt độ tin cậy cao, hơn nữa mức chênh lệch giữa hai hệ số này không nhiều (0,025) trong khi biến QT1 có tầm quan trọng trong nghiên cứu này nên tác giả giữ lại biến đo lường QT1. Căn cứ vào kết quả phân tích ở trên ta thấy tất cả các biến đo lường đều đáp ứng tốt yêu cầu để sử dụng cho mơ hình nghiên cứu này, vì vậy ta khơng loại bỏ bất cứ biến đo lường nào trong nhóm nhân tố này.
3.4.5.Nhân tố 5: Thƣơng hiệu của ngân hàng
Bảng 3.15-Bảng kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha của thang đo thương hiệu của ngân hàng.
Thống kê tin cậy Cronbach's Alpha Số biến .801 3 Thống kê biến tổng Các chỉ tiêu Biến quan sát Trung bình thang đo loại
biến
Phương sai thang đo loại biến
Tương quan biến tổng hiệu chỉnh
Cronbach's Alpha nếu loại biến
TH1 6.5628 2.631 .794 .565
TH2 6.5477 3.350 .568 .806
TH3 6.4573 2.916 .596 .787
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Kết quả phân tích ở Bảng 3.15 cho thấy, hệ số Cronbach’s alpha biến tổng và hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường của nhóm nhân tố thương hiệu ngân hàng đạt được cũng khá cao. Hệ số Cronbach’s alpha biến tổng là 0,801, các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của các biến đo lường đều lớn hơn 0,6.
Hệ số Cronbach’ alpha biến tổng khi loại biến đo lường TH2 = 0,806 lớn hơn hệ số Cronbach’s alpha biến tổng khi giữ biến đo lường TH2 = 0,801. Tuy nhiên ta khơng loại biến đo lường TH2 vì hệ số Cronbach alpha của thang đo này khi chưa loại biến đo lường TH2 đã đạt độ tin cậy cao, hơn nữa mức chênh lệch giữa hai hệ số này không nhiều (0,004), trong khi biến TH2 có tầm quan trọng trong nghiên cứu này nên tác giả giữ lại biến đo lường TH2. Căn cứ vào kết quả phân tích ở trên ta thấy tất cả các biến đo lường đều đáp ứng tốt u cầu để sử dụng cho mơ hình nghiên cứu này, vì vậy ta khơng loại bỏ bất cứ biến đo lường nào trong nhóm nhân tố này.
Việc phân tích hệ số Cronbach’s alpha nhằm kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến đo lường đưa ra trong mơ hình nghiên cứu. Căn cứ vào kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha biến tổng và các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của các biến đo lường để có thể loại bỏ các biến đo lường làm giảm bớt sự tương quan giữa các biến đo lường sử dụng trong mơ hình nghiên cứu. Nhằm đạt được yêu cầu để sử dụng trong mơ hình nghiên cứu thì hệ số Cronbach’s alpha của các biến tổng phải lớn hơn 0,6 và các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của các biến đo lường phải lớn hơn 0,3. Tổng hợp các bảng kết quả trên, thành phần cấu thành của 5 nhóm nhân tố có hệ số Cronbach’s alpha biến tổng như sau:
Bảng 3.16-Bảng tổng hợp hệ số Cronbach’s alpha của các nhân tố.
Nhân tố Cronbach’s alpha biến tổng
Chất lượng sản phẩm huy động của ngân hàng 0,924
Cơ sở vật chất của ngân hàng 0,893
Kỹ năng, tác phong làm việc nhân viên ngân hàng 0,844
Quy trình, thủ tục giao dịch của ngân hàng 0,759
Thương hiệu của ngân hàng 0,801
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Ngoài hệ số Cronbach’s alpha biến tổng của các nhân tố là cao thì tất cả các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của các biến đo lường đều lớn hơn 0,3. Theo kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha thì hầu hết các biến đo lường đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,5 và khá cao, chỉ có duy nhất biến đo lường QT1 đạt giá trị bằng 0,492. Tuy nhiên, hệ số này cũng lớn hơn 0,3 và đạt yêu cầu và phù hợp đối với việc sử dụng biến đo lường này trong mơ hình nghiên cứu. Vì vậy, các thang đo trên đạt được độ tin cậy cao và tác giả sử dụng các thang đo này cho các nghiên cứu tiếp theo.
3.4.6.Khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của ngân hàng
Bảng 3.17-Bảng kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha của thang đo khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của ngân hàng.
Thống kê tin cậy Cronbach's Alpha Số biến .816 3 Thống kê biến tổng Các chỉ tiêu Biến quan sát Trung bình thang đo loại biến
Phương sai thang đo loại biến
Tương quan biến tổng hiệu chỉnh
Cronbach's Alpha nếu loại biến
HDV1 6.3518 2.219 .616 .803
HDV2 6.4673 2.624 .596 .818
HDV3 6.2060 1.892 .814 .583
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Kết quả phân tích hệ số Cronbach’alpha biến tổng đối với nhân tố khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của ngân hàng đạt được là 0,816, hệ số này là khá cao và thỏa mãn yêu cầu để đưa vào mơ hình nghiên cứu. Các hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh của 3 biến đo lường từ HDV1 đến HDV3 của nhân tố này cũng đều đạt giá trị lớn hơn 0,5. Vì các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường cao và hệ số Cronbach’s alpha biến tổng đạt được là cao, đáp ứng tốt yêu cầu để sử dụng trong mơ hình nghiên cứu nên ta khơng loại biến đo lường nào trong nhóm nhân tố này.
3.5.Phân tích tƣơng quan và hồi quy
3.5.1.Phân tích tƣơng quan
Bảng 3.18-Bảng kết quả phân tích hệ số tương quan.
Tƣơng quan Các biến HDV CLSP CSVC NV QT TH HDV 1.000 .556 .462 .595 .459 .633 CLSP .556 1.000 .417 .299 .263 .302 CSVC .462 .417 1.000 .414 .316 .250 NV .595 .299 .414 1.000 .475 .412 QT .459 .263 .316 .475 1.000 .320 TH .633 .302 .250 .412 .320 1.000 HDV . .000 .000 .000 .000 .000 CLSP .000 . .000 .000 .000 .000 CSVC .000 .000 . .000 .000 .000 NV .000 .000 .000 . .000 .000 QT .000 .000 .000 .000 . .000 TH .000 .000 .000 .000 .000 .
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Từ bảng kết quả 3.18 ở trên ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập thương hiệu của ngân hàng (TH) với biến phụ thuộc khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của ngân hàng (HDV) là lớn nhất trong số các hệ số tương quan của các biến độc lập với biến phụ thuộc HDV. Ta nhận thấy hệ số tương quan này bằng 0,633 và có giá trị Sig = 0,00 nhỏ hơn 0,05, do đó tương quan giữa biến độc lập TH với biến HDV là có ý nghĩa. Vì hệ số tương quan dương nên tương quan giữa hai biến này là thuận
chiều. Qua hệ số tương quan này ta nhận thấy giá trị của nó là lớn nên tương quan giữa hai biến này khá chặt chẽ.
Hệ số tương quan của biến độc lập kỹ năng, tác phong làm việc của nhân viên ngân hàng (NV) và chất lượng sản phẩm huy động của ngân hàng (CLSP) với biến phụ thuộc HDV có giá trị lần lượt là 0,595 và 0,556 và đều có giá trị Sig = 0,00 nhỏ hơn 0,05, do đó tương quan giữa 2 biến NV và CLSP với biến HDV là có ý nghĩa. Vì các hệ số tương quan dương nên tương quan giữa hai biến độc lập này là thuận chiều với biến HDV. Qua các hệ số tương quan này ta nhận thấy giá trị của nó là tương đối lớn nên tương quan giữa các biến độc lập này với biến HDV là chặt chẽ.
Hệ số tương quan của biến độc lập cơ sở vật chất của ngân hàng (CSVC) và quy trình thủ tục giao dịch của ngân hàng (QT) với biến phụ thuộc HDV có giá trị lần lượt là 0,462 và 0,459 và đều có giá trị Sig = 0,00 nhỏ hơn 0,05, do đó tương quan giữa 2 biến CSVC và QT với biến HDV là có ý nghĩa. Vì các hệ số tương quan dương nên tương quan giữa hai biến độc lập này là thuận chiều với biến HDV. Qua các hệ số tương quan này ta nhận thấy giá trị của nó là khơng lớn bằng hệ số tương quan của 3 biến độc lập đã phân tích ở trên đối với biến HDV. Do vậy các biến độc lập này cũng có mối tương quan với biến HDV ít hơn so với các biến độc lập TH, NV và CLSP. Như vậy, giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc có mối quan hệ với nhau, nên tác giả đưa các biến độc lập này phân tích hồi quy.
3.5.2.Phân tích hồi quy
Để thực hiện phân tích hồi quy, đầu tiên tác giả thực hiện các kiểm định vi phạm giả định hồi quy, sau đó thực hiện phân tích tác động của các biến độc lập đến biến biến phụ thuộc nhằm kiểm định các giả thuyết đặt ra
3.5.2.1.Kiểm định vi phạm giả định hồi quyKiểm định tự tƣơng quan Kiểm định tự tƣơng quan
Bảng 3.19-Bảng kiểm định tự tương quan.
R R bình phương R bình phương
hiệu chỉnh Durbin-Watson
.808a .653 .644 1.377
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Theo (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Thì giá trị Durbin- Waston càng gần 2 thì càng khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra và giá trị Durbin-Waston trong khoảng 1 đến 3 là an tồn . Vì vậy, có thể kết luận là khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 3.20-Bảng kết quả phân tích kiểm định đa cộng tuyến.
Các chỉ tiêu Biến độc lập
Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số chuẩn hoá
t Sig. Thống kê đa cộng
tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Tolerance VIF
Hằng số -.051 .175 -.294 .769 CLSP .240 .039 .294 6.104 .000 .775 1.290 CSVC .088 .042 .105 2.111 .036 .726 1.378 NV .275 .056 .258 4.880 .000 .642 1.558 QT .085 .040 .105 2.117 .036 .738 1.356 TH .330 .042 .378 7.880 .000 .782 1.280
Căn cứ bảng kết quả phân tích 3.20 về kiểm định hiện đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy cho thấy, 5 biến độc lập đều có giá trị VIF khá nhỏ (nhỏ hơn 2), theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) thì giá trị VIF <10 là đạt yêu cầu. Như vậy, ta có cơ sở để khẳng định rằng hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập là không xảy ra.
Phân phối chuẩn phần dƣ
Hình 3.2-Hình kiểm định phân phối chuẩn phần dư.
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Kết quả trong biểu đồ Histogram cho thấy giá trị trung bình của phần dư là rất nhỏ gần như bằng giá trị 0, trong khi đó độ lệch chuẩn là 0.987 gần bằng 1. Ngoài ra phân phối giá trị phần dư trên đường chéo trong sơ đố P-P Plot khơng q xa (xem phụ lục). Vì vậy, có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
Kiểm định phƣơng sai thay đổi.
Hình 3.3-Hình kiểm định phương sai thay đổi.
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Kết quả phân tích cho thấy giá trị phần dư với giá trị ước lượng khơng có sự biến động theo một quy tắc nào, chính vì vậy giả định phương sai thay đổi khơng bị vi phạm
3.5.2.2.Mơ hình hồi quy
Bảng 3.21-Bảng kết quả phân tích sự biến thiên của mơ hình hồi quy.
Khái qt mơ hình
R R bình
phương
R bình phương hiệu chỉnh Sai số ước lượng
.808a .653 .644 .42827
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Từ kết quả phân tích mơ hình hồi quy ở bảng 3.21 ta có, mơ hình hồi quy có R2
= 0,644. Điều này cho thấy, mơ hình hồi quy có độ thích hợp là 64,4% hay mơ hình hồi quy giải thích được 64,4% sự biến thiên khả năng huy động vốn khách hàng cá
nhân của NHTM. Sự biến thiên này được giải thích bởi 5 biến độc lập là chất lượng sản phẩm huy động; cơ sở vật chất; kỹ năng, tác phong làm việc của nhân viên; quy trình, thủ tục giao dịch và thương hiệu của các NHTM.
3.5.2.3.Sự thích hợp của mơ hình hồi quy
Bảng 3.22-Bảng kết quả phân tích sự thích hợp của mơ hình hồi quy.
ANOVAa Các chỉ tiêu Sự thích hợp Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 66.616 5 13.323 72.641 .000b Phần dư 35.398 193 .183 Tổng 102.014 198
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Căn cứ bảng kết quả phân tích 3.22 ta có giá trị Sig = 0,00, chứng minh rằng mơ hình hồi quy được xây dựng là phù hợp với số liệu thu thập được, và các biến đưa vào mơ hình này đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa là 5%.
3.5.2.4.Kiểm định ý nghĩa hệ số hồi quy
Bảng 3.23-Bảng kết quả phân tích hệ số hồi quy.
Các chỉ tiêu Biến độc lập Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số chuẩn hoá
t Sig. Tương quan Thống kê đa
cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn
Beta Zero-
order
Partial Part Tolera nce VIF Hằng số -.051 .175 -.294 .769 CLSP .240 .039 .294 6.104 .000 .556 .402 .259 .775 1.290 CSVC .088 .042 .105 2.111 .036 .462 .150 .090 .726 1.378 NV .275 .056 .258 4.880 .000 .595 .331 .207 .642 1.558 QT .085 .040 .105 2.117 .036 .459 .151 .090 .738 1.356 TH .330 .042 .378 7.880 .000 .633 .493 .334 .782 1.280
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Kết quả phân tích tương quan cho thấy 5 biến độc lập như: chất lượng sản phẩm huy động; cơ sở vật chất; kỹ năng, tác phong làm việc nhân viên; quy trình, thủ tục giao dịch và thương hiệu của ngân hàng đều có giá trị Sig = 0,00 <0,05 nên có mối tương quan rất chặt chẽ với nhau và tất cả các biến này đều có ảnh hưởng ý nghĩa với biến phụ thuộc là khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của NHTM.
Từ bảng kết quả phân tích hồi quy, mối quan hệ giữa 5 biến độc lập nói trên và biến phụ thuộc (khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của NHTM) được mô tả qua phương trình như sau:
Khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của ngân hàng = 0,294 x Chất lượng sản phẩm huy động của ngân hàng + 0,105 x Cơ sở vật chất của ngân hàng +
0,258 x Kỹ năng, tác phong làm việc của nhân viên ngân hàng + 0,105 x Quy trình, thủ tục giao dịch của ngân hàng + 0,378 x Thương hiệu của ngân hàng.
Vì tất cả hệ số hồi quy Beta đều lớn hơn 0 nên 5 biến độc lập nói trên đều có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%). Kết quả tổng hợp như sau:
Bảng 3.24-Bảng tổng hợp kiểm định giả thuyết. Các chỉ tiêu
Biến độc lập
Giá trị thay đổi
Giá trị thay đổi khả năng huy động vốn của ngân hàng
Điều kiện của các biến độc lập
còn lại Chất lượng sản phẩm huy động
của ngân hàng Tăng lên 1 Tăng lên 0,294 Không thay đổi
Cơ sở vật chất của ngân hàng Tăng lên 1 Tăng lên 0,105 Không thay đổi
Kỹ năng, tác phong làm việc
của nhân viên ngân hàng Tăng lên 1 Tăng lên 0,258 Khơng thay đổi
Quy trình, thủ tục giao dịch
của ngân hàng Tăng lên 1 Tăng lên 0,105 Không thay đổi
Thương hiệu của ngân hàng Tăng lên 1 Tăng lên 0,378 Không thay đổi
(Nguồn: Kết quả phân tích số liệu sơ cấp do tác giả thu thập được)
Căn cứ theo phương trình hồi quy và bảng tổng hợp kết quả cho thấy khả năng huy động vốn khách hàng cá nhân của NHTM chịu tác động lớn nhất là nhân tố về thương hiệu của ngân hàng (hệ số Beta = 0,378). Thứ hai là nhân tố chất lượng sản phẩm huy động của ngân hàng (hệ số Beta = 0,294). Thứ ba là nhân tố kỹ năng và tác