Đặc điểm Tần số Phần trăm Giới tính Nam 72 35.1% Nữ 133 64.9% Tổng 205 100% Độ tuổi 18 tuổi - 25 tuổi 18 8.8% 26 tuổi - 30 tuổi 39 19% 31 tuổi - 40 tuổi 97 47.3% Trên 40 tuổi 51 24.9% Tổng 205 100%
Học vấn PTTH 42 20.5% Cao đẳng/Đại học 101 49.3% Trên đại học 16 7.8% Khác 46 22.4% Tổng 205 100% Nghề nghiệp Người làm thuê 66 32.2% Công chức Nhà nước 31 15.1% Tự doanh 72 35.1% Khác 36 17.6% Tổng 205 100% Thu nhập < 10 triệu 24 11.7% 10 triệu – 15 triệu 62 30.2% 16 triệu – 20 triệu 55 26.8% > 20 triệu 64 31.2% Tổng 205 100%
(Nguồn: Kết quả thu thập thông tin phỏng vấn khách hàng) Trước khi khách hàng quyết định sử dụng sản phẩm, dịch vụ nào thì bản thân họ phải có nhu cầu sử dụng sản phẩm, dịch vụ đó. Đối với việc hình thành nên quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng thì ban đầu họ cũng sẽ có việcnhậnthứcgửitiềntiếtkiệm. Việc nhận thức nhu cầu gửi tiết kiệm của khách hàng thể hiện qua lý do gửi tiết kiệm của họ.
Bảng 2.12: Kết quả khảo sát lý do khách hàng gửi tiết kiệm Lý do khách hàng gửi tiết kiệm Tần số Tỷ lệ phần trăm Phần trăm hợp lệ Phần trăm tích lũy Sinh lãi 97 47.3 47.3 47.3
Tránh rủi ro khi giữ tiền 43 21 21 68.3
Kênh đầu tư an toàn hơn các kênh khác 36 17.6 17.6 85.9
Khác 29 14.1 14.1 100
Tổng 205 100 100
Quansát
(Nguồn: Kết quả thu thập thông tin phỏng vấn khách hàng)
bảng2.12,phầnlớnkháchhànggửitiếtkiệmvìmụcđíchsinhlãi,có97ngườilựachọnchiếm 47.3 %.Kế đếnđólàdohọmuốnlà ngân hàng là nơicấtgiữtiềnantoànhơnlà họ phảicấtgiữmộtlượngtiềnquálớn (tránh rủi ro khi giữ tiền). Hailýdonàythườngđicùngvớinhau vì gửitiếtkiệmtại ngânhàngvừaan tồnmà cịnsinhlãi.
Mộtlýdokhácmàtacóthểthấyđược,đólàcó36ngườitrong205người(chiếm17.6% )làvìmụcđích đầu tư,vớimụcđíchnàyhọnghĩrằnghọsẽ có được lợi nhuận và an toàn hơn các kênh đầu tư khác.
Sau khi đã nhận thức được nhu cầu,khách hàng sẽ thuthập,tìmhiểuthơngtinliênquanđến sản phẩm, dịchvụ tiền gửi tiết kiệm. Mỗikháchhàngkhácnhausẽcócáchtiếpcậnthơngtinkhácnhau,từnhiềunguồnvàđốivớim ỗi nguồncũngcónhữngmứcđộảnhhưởngkhácnhauđốivớiquyếtđịnhcủahọ.
Bảng 2.13: Kết quả khảo sát tìm kiếm thơng tin của khách hàng
Nguồn thơng tin Tần số
Tỷ lệ phần trăm Phần trăm hợp lệ Phần trăm tích lũy Tivi, radio 60 29.3 29.3 29.3
Nhân viên ACB 22 10.7 10.7 40
Báo, Website 65 31.7 31.7 71.7
Người thân 40 19.5 19.5 91.2
Khác 18 8.8 8.8 100
Tổng 205 100 100
(Nguồn: Kết quả thu thập thông tin phỏng vấn khách hàng) Hiện nay, phương tiện thông tin đại chúng như tivi, radio, báo, internet... phát triển rất đa dạng và phát triển ngày càng hiện đại. Quan sát bảng 2.13 cho thấy nguồn thông tin được nhiều người tham khảo và đáng tin cậy nhất là nguồn thông tin từ báo và website chiếm tỷ lệ 31.7 %. Nguồn thông tin được nhiều người tham khảo thứ hai là Tivi, Radio với 29.3%. Kế đến là nguồn thông tin tham khảo từ người thân với 19.5%.
Hầuhếtcácnguồnthơngtinkhi khách
hàngtiếpcậnđềucóảnhhưởngđếnquyếtđịnhgửitiếtkiệmvàongânhàngcủakháchhàng.
Saukhicóthơngtinvề s ả n ph ẩ m,
dịchvụgửitiếtkiệmmìnhcần,kháchhàngbắtđầuđánhgiácáctiêuchíhọcầnkhilựachọnđểg ửitiếtkiệm. Khi khách hàng đánh giá các lựa chọn để quyết định gửi tiết kiệm thì vào thời điểm này các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định khách hàng là: Thương hiệu ngân hàng, Lãi suất tiết kiệm, Chất lượng dịch vụ, Kênh phân phối và Chính sách hậu mãi.
2.5.1Kiểm định thang đo bằng phân tích hệ số Cronbach Alpha-Thang đo Thương hiệu ngân hàng -Thang đo Thương hiệu ngân hàng
Bảng 2.14: Kết quả kiểm định thang đo Thương hiệu ngân hàng
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.881 3
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
TH1 7.00 4.853 .772 .829
TH2 6.99 5.137 .816 .797
TH3 7.35 4.796 .730 .871
Thang đo Thương hiệu ngân hàng có hệ số Cronbach Alpha = 0.881 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố.
- Thang đo Lãi suất tiết kiệm
Bảng 2.15: Kết quả kiểm định thang đo Lãi suất
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.723 3
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
LS1 6.62 2.373 .549 .629
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
LS1 6.62 2.373 .549 .629
LS2 6.63 2.342 .551 .626
LS3 6.66 2.373 .531 .651
Thang đo Lãi suất có hệ số Cronbach Alpha = 0.723 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
-Thang đo Kênh phân phối
Bảng 2.16: Kết quả kiểm định thang đoKênh phân phối
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.512 4
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
KPP1 9.12 4.559 .441 .370
KPP2 9.02 4.289 .425 .357
KPP3 9.05 4.002 .531 .273
KPP4 9.20 3.864 .073 .791
Thang đo Kênh phân phối có hệ số Cronbach Alpha = .512 (<.6) . Hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) của biến KPP4 = .073(<.30), khơng đạt u cầu đưa vào phân tích nhân tố. Nếu loại biến KPP4 thì hệ số Cronbach Alpha = .791. Vì vậy, để đưa các biến vào phân tích nhân tố phải loại biến KPP4.
Bảng 2.17: Kết quả kiểm định thang đoKênh phân phối sau khi loại biến KPP4
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.791 3
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến
KPP1 6.19 1.956 .712 .645
KPP2 6.09 1.875 .593 .762
KPP3 6.12 1.859 .607 .747
Kết quả của lần kiểm định này, thang đo Kênh phân phối có hệ số Cronbach Alpha = .791 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thang đo Chất lượng dịch vụ
Bảng 2.18: Kết quả kiểm định thang đoChất lượng dịch vụ
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.820 5
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến
CLDV1 14.31 14.322 .607 .786
CLDV2 14.02 14.867 .549 .803
CLDV3 14.22 14.106 .626 .780
CLDV4 14.31 14.469 .603 .787
Thang đo Chất lượng dịch vụ có hệ số Cronbach Alpha = .820 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thang đo Chính sách hậu mãi
Bảng 2.19: Kết quả kiểm định thang đo Chương trình Hậu mãi
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
.786 3
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
HM1 7.39 2.522 .593 .744
HM2 7.72 2.270 .661 .671
HM3 7.77 2.374 .624 .711
Thang đo chính sách Hậu mãi có hệ số Cronbach Alpha = .786 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố.
- Thang đo Quyết định gửi tiết kiệm
Bảng 2.20: Kết quả kiểm định thang đo Quyết định gửi tiết kiệm
Hệ số Cronbach's Alpha
Cronbach's Alpha Số lượng biến
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
QD1 6.41 2.665 .690 .842
QD2 6.36 2.987 .709 .823
QD3 6.40 2.525 .803 .729
Thang đo Quyết định gửi tiết kiệm có hệ số Cronbach Alpha = .857 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total Correlation) đạt yêu cầu (> .30), nên tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
2.5.2Phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi đánh giá độ tin cậy của các thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha, tổ hợp thang đo sau khi loại biến KPP4 còn lại 20 biến.
Hệ số KMO (Kaiser - Meyer-Olkin) là một chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của các nhân tố. Hệ số KMO co giá trị 0.5 <KMO<1 thì phân tích nhân tố là thích hợp với dữ liệuvà ngược lại (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
- Phân tích nhân tố thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Bảng 2.21: Kết quả phân tích nhân tố thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định
gửi tiết kiệm của khách hàng
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .816 Approx. Chi-Square 1911.829 Bartlett's Test of 210 df Sphericity Sig. .000
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 5.810 27.668 27.668 5.810 27.668 27.668 3.232 15.390 15.390 2 2.983 14.206 41.874 2.983 14.206 41.874 2.802 13.342 28.731 3 1.696 8.077 49.951 1.696 8.077 49.951 2.622 12.487 41.219 4 1.601 7.624 57.575 1.601 7.624 57.575 2.519 11.997 53.216 5 1.377 6.555 64.131 1.377 6.555 64.131 2.292 10.915 64.131 6 .979 4.661 68.792 7 .811 3.860 72.651 8 .657 3.127 75.778 9 .639 3.045 78.823 10 .604 2.878 81.701 11 .542 2.583 84.283 12 .522 2.487 86.770 13 .455 2.167 88.938 14 .408 1.943 90.880 15 .380 1.810 92.690 16 .357 1.701 94.391 17 .300 1.431 95.822 18 .295 1.403 97.225 19 .221 1.051 98.276 20 .206 .980 99.255 21 .156 .745 100.000
Rotated Component Matrixa Component 1 2 3 4 5 TH1 .730 .885 .856 .760 .723 TH2 .863 TH3 .833 LS1 LS2 .752 LS3 .786 KPP1 KPP2 .772 KPP3 .796 KPP4 QD1 QD2 QD3 CLDV1 CLDV2 .683 CLDV3 .755 CLDV4 .714 CLDV5 .775 HM1 HM2 .828 HM3 .738
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. Rotation converged in 6 iterations.
Kết quả trên với Sig = 0.000 cho thấy điều kiện cần để áp dụng phân tích nhân tố là các phải có tương quan với nhau đạt yêu cầu.
Chỉ số KMO = .816 >.5 cho thấy điều kiện đủ để phân tích nhân tố thích hợp. Kết quả EFA cho thấy có 5 nhân tố được trích tại Eigenvalues là 1.377 và tổng phương sai trích được là 64.131% .
Các trọng số của thang đo đều đạt yêu cầu > 0.5. Trọng số nhân tố nhỏ nhất là củabiến quan sát CLDV2(.683) của thang đo CLDV. Như vậy, thông qua phân tích EFA thì các thang đo đều đạt yêu cầu.
TH3.
- Nhân tố thứ nhất: Thương hiệu ngân hàng gồm 3 biến quan sát TH1, TH2,
- Nhân tố thứ hai: Lãi suất tiết kiệm gồm 3 biến quan sát LS1, LS2, LS3. - Nhân tố thứ ba: Kênh phân phối gồm 3 biến quan sát KPP1, KPP2, KPP3 - Nhân tố thứ tư: Chất lượng dịch vụ gồm 5 biến quan sát CLDV1, CLDV2, CLDV3, CLDV4, CLDV5.
- Nhân tố thứ năm: Chính sách hậu mãi gồm 3 biến quan sát HM1, HM2, HM3.
Kết quả phân tích nhân tố bao gồm các thang đo sau:
Bảng 2.22: Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm sau khi phân tích
Thương hiệu Ngân hàng
1 ACB là ngân hàng được nhiều người biết đến TH1
2 ACB là ngân hàng uy tín TH2
3 ACB hoạt động lâu năm trong ngành ngân hàng TH3
Lãi suất tiết kiệm
4 Lãi suất tiền gửi tiết kiệm tại ACB cạnh tranh được trên thị trường LS1 5 Lãi suất tiền gửi tiết kiệm của ACB linh hoạt theo từng sản phẩm tiết
kiệm
LS2
6 Lãi suất tiền gửi tiết kiệm của ACB được công bố công khai, rõ ràng LS3
Kênh phân phối
7 Mạng lưới giao dịch (Chi nhánh, PGD) của ACB rộng khắp KPP1 8 Địa điểm giao dịch của ACB thuận tiện, an toàn cho khách hàng KPP2 9 Cơ sở vật chất của ACB hiện đại, tiện nghi, sạch sẽ KPP3
Chất lượng dịch vụ
10 Thủ tục gửi tiền tiết kiệm đơn giản, dễ hiểu, dễ thực hiện CLDV1 11 Thời gian xử lý giao dịch tiền gửi tiết kiệm nhanh CLDV2 12 Thái độ phục vụ của nhân viên ACB chuyên nghiệp, lịch sự CLDV3 13 Khách hàng gửi tiền tiền tiết kiệm tại ACB được giải đáp thắc mắc kịp CLDV4
thời
14 Sản phẩm tiết kiệm tại ACB đa dạng, tiện ích CLDV5
Chính sách hậu mãi
15 ACB có nhiều chương trình khuyến mãi hấp dẫn cho khách hàng gửi tiết kiệm
HM1
16 Chương trình khuyến mãi của ACB thiết thực HM2 17 ACB có chính sách chăm sóc khách hàng tốt HM3
Quyết định gửi tiết kiệm
18 Anh/Chị sẽ gửi tiết kiệm tại ACB khi có nhu cầu QD1 19 Anh/Chị hồn tồn n tâm vì gửi tiết kiệm tại ACB QD2 20 Anh/Chị sẽ giới thiệu cho người khác gửi tiết kiệm tại ACB QD3 - Phân tích nhân tốthang đo Quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng Thang đo quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng gồm 3 biến quan sát. Sau
khi kiểm tra độ tin cậy bằng Cronbach Alpha.
Phântíchnhântốkhámpháđượcsửdụngđểđánhgiámức độ hội
tụcủacácbiếnquansáttheotừngnhântốvà giá trịphânbiệt củacácnhân tố.Kếtquảphântíchnhântốchothangđoquyết định gửi tiết kiệmnhưsau:
Bảng 2.23: Kết quả phân tích nhân tố quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .701 Approx. Chi-Square 294.403 Bartlett's Test of 3 df Sphericity Sig. .000
Total Variance Explained
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.342 78.062 78.062 2.342 78.062 78.062 2 .423 14.086 92.148 3 .236 7.852 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa Component 1 QD1 QD2 QD3 .856 .872 .921
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
Kếtquảtrênvớisig=.000chothấyđiềukiệncầnđểápdụngphântíchnhân tốlàcácbiến phảicótương quanvớinhauđạtucầu.
ChỉsốKMO=.701>.5chothấyđiềukiệnđủđểphântíchnhântốlàthích hợpđạtu cầu.
KếtquảEFAchothấycó1nhântốđượctríchtạiEigenvalueslà2.342vàtổng phương sai trích được là 78.062%.Các trọng số của thang đo đều đạt yêu cầu > 0.5. Như vậy, thơng qua phân tích EFA thì các thang đo đều đạt yêu cầu.
- Mơ hình hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố
QD = β0+β1TH +β2LS +β3KPP+β4CLDV +β5HM Các giả thiết nghiên cứu:
kiệm của khách hàng.
- H2: Lãi suất tiết kiệm có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng.
- H3: Kênh phân phối có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng.
- H4: Chất lượng dịch vụ có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng.
- H5: Chính sách hậu mãi có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng.
2.5.3Kiểm định mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Sau khi phân tích nhân tố EFA, có 5 nhân tố được đưa vào để kiểm định mơ hình.
- Hệ số tương quan Pearson
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Bảng 2.24: Ma trận hệ số tương quan Correlations F_TH F_LS F_KPP F_CLDV F_HM F_QD F_TH Pearson Correlation 1 .171* .325** .134 -.072 .440** Sig. (2-tailed) .014 .000 .055 .308 .000 N 205 205 205 205 205 205 F_LS Pearson Correlation .171* 1 .159* .337** .275** .506** Sig. (2-tailed) .014 .023 .000 .000 .000 N 205 205 205 205 205 205 F_KPP Pearson Correlation .325** .159* 1 .168* .025 .438** Sig. (2-tailed) .000 .023 .016 .718 .000 N 205 205 205 205 205 205 F_CLDV Pearson Correlation .134 .337** .168* 1 .392** .465** Sig. (2-tailed) .055 .000 .016 .000 .000
N 205 205 205 205 205 205 F_HM Pearson Correlation -.072 .275** .025 .392** 1 .360** Sig. (2-tailed) .308 .000 .718 .000 .000 N 205 205 205 205 205 205 F_QD Pearson Correlation .440** .506** .438** .465** .360** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 205 205 205 205 205 205
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Kết quả bảng 2.24 cho thấy các biến độc lập TH, LS, KPP, CLDV, HM khơng có tương quan với nhau vì 5 nhân tố này đều có giá trị Sig. <0.05 (mức ý nghĩa 5%). Tất cả các hệ số tương quan đều dương, vì vậy các biến độc lập này đề ảnh hưởng cùng chiều đến biến phụ thuộc QD.
- Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Bảng 2.25: Kết quả đánh giá R2 hiệu chỉnh
Model Summary
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
1 .748a .560 .549 .53587
a. Predictors: (Constant), F_HM, F_KPP, F_LS, F_TH,F_CLDV
Hệ số R2 0.560 và R2 ệu chỉnh = 0.549 nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến
= hi
tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 54.9% hay 54.9% khác biệt của biến quyết định gửi tiết kiệm (QD) có thể giải thích bởi sự khác biệt của của các biện độc lập TH, LS, KPP, CLDV, HM.
- Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Để kiểm định giả thuyết, nghiên cứu dùng đại lượng F. Kiểm định F sử dụng là phép kiểm định độ phù hợp của mơ hình tuyến tính tổng thể. Ý tưởng của kiểm
định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Giá trị F được lấy từ bảng phương sai ANOVA.
Bảng 2.26: Bảng kiểm định độ phù hợp của mơ hình ANOVAa Model Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Hồi quy Phần dư Tổng 72.607 5 14.521 50.570 .000b 57.144 199 .287 129.751 204
a.Biến phụ thuộc: Quyết định gửi tiết kiệm
b. Dự báo: (Hằng số), Chính sách hậu mãi(HM), Kênh phân phối (KPP), Chất lượng dịch vụ (CLDV), Thương hiệu ngân hàng (TH), Lãi suất tiết kiệm (LS).
Kết quả kiểm định cho thấy F=50.570 với giá trị Sig = 0.000. Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu, các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc => mơ hình có thể sử dụng được.
- Ý nghĩa các hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình
Bảng 2.27: Kết quả hồi quy sử dụng bằng phương pháp EnterVariables Entered/Removeda Variables Entered/Removeda Model Variables Entered Variables Removed Method 1 F_HM, F_KPP, F_LS, F_TH, F_CLDVb . Enter a. Dependent Variable: F_QD b. All requested variables entered.
Coefficientsa
Biến độc lập
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF Hằng số -1.112 .289 -3.845 .000
Thương hiệu ngân hàng (TH)
.219 .038 .296 5.828 .000 .858 1.165
Lãi suất (LS) .318 .057 .287 5.573 .000 .835 1.197
Kênh phân phối (KPP) .314 .061 .258 5.118 .000 .874 1.144
Chất lượng dịch vụ (CLDV)
.173 .046 .200 3.729 .000 .768 1.303
Hậu mãi (HM) .236 .057 .217 4.139 .000 .802 1.248
a. Biến phụ thuộc: Quyết định gửi tiết kiệm
Với dữ liệu nghiên cứu được thì phương trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng tại ACB là:
QD = -1.112+ 0.296* TH + 0.287* LS + 0.258*KPP+ 0.200*CLDV+0.217 *HM Hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả giải thích mơ hình vì VIF của mỗi biến độc lập đều < 10. VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
- Kết quả kiểm định các giả thiết
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giá trị Sig của các biến độc lập TH, LS, KPP, CLDV, HM đều nhỏ hơn .005. Từ kết quả này, có cơ sở nhận định rằng các biến độc lập TH, LS, KPP, CLDV, HM đều ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng tại ACB. Hệ số hồi quy của các biến TH, LS, KPP, CLDV, HM lần
lượt là: 0.296; 0.287; 0.258; 0.200; 0.217. Điều này cho thấy tác động của nhân tố Thương hiệu ngân hàng đến quyết định gửi tiết kiệm là lớn nhất, kế tiếp là nhân tố Lãi suất tiết kiệm, Kênh phân phối, Chính sách hậu mãi và cuối cùng là Chất lượng dịch vụ. Tất cả các nhân tố TH, LS, KPP, CLDV, HM đều ảnh hưởng cùng chiều đến QD.
Bảng 2.28: Kết quả kiểm định các giả thiết
Các giả thiết Kết quả
kiểm định
H1: Thương hiệu ngân hàng có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Chấp nhận
H2: Lãi suất tiết kiệm có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Chấp nhận
H3: Kênh phân phối có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Chấp nhận
H4: Chất lượng dịch vụ có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Chấp nhận
H5: Chính sách hậu mãi có tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng
Chấp nhận
Dựa vào bảng 2.28, các giả thiết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận. Điều này nghĩa là khi gia tăng các yếu tố này sẽ làm tăng khả năng quyết định gửi