Đơn vị tính: đơn vị
Biến quan sát Ma trận xoay nhân tố
Ký hiệu Nội dung 1 2 3 4 5 6
SP _1 Lãi suất huy động tiền gửi củangân hàng cao hơn các ngân hàng
khác 0,795
SP _2
Lãi suất huy động tiền gửi linh hoạt theo nhu cầu thị hiếu của khách
hàng. 0,779
SP _5
Kỳ hạn huy động vốn đáp ứng được nhu cầu gửi tiền của khách
hàng (Ngắn – trung – dài hạn). 0,751 SP _4
Hình thức huy động vốn đa dạng (Tiền gửi thanh toán, tiền gửi tiết
kiệm, chứng chỉ tiền gửi...). 0,748 SP _3 Ngân hàng có các chương trình khuyến mãi, quà tặng 0,690
CSVC_12 Ngân hàng có mạng lưới giao dịch
rộng khắp 0,905
CSVC_11 Trụ sở giao dịch của ngân hàng
rộng thoáng mát 0,896
CSVC_10 Trụ sở giao dịch của ngân hàng
rộng thoáng mát 0,863
CSVC_9 Ngân hàng có địa điểm giao dịch
dễ tiếp cận 0,855
NS_16
Nhân viên có thái độ giao tiếp lịch sự, ân cần với khách hàng, không phân biệt đối tượng khách hàng khi giao dịch.
0,764
NS_14 Nhân viên thực hiện nhanh các giao dịch của khách hàng. 0,750 NS_17 Nhân viên có đạo đức nghề nghiệp. 0,736 NS_15 Nhân viên xử lý nhanh các tình
huống phát sinh ngồi dự kiến. 0,728
NS_13
Nhân viên có trình độ chun môn, nghiệp vụ được đào tạo chuyên
nghiệp. 0,726
UT_19
Ngân hàng luôn thực hiện đúng những gì đã cam kết với khách
hàng. 0,854
UT_21 Tình hình hoạt động kinh doanh ổn
UT_20
Ngân hàng luôn thông báo cho khách hàng khi có những thay đổi
trong giao dịch. 0,802
UT_18 Ngân hàng bảo mật thông tin của khách hàng giao dịch. 0,751 NTK_24 Ảnh hưởng của tình hình kinh tế,
chính trị trong nước. 0,827
NTK_23
Các sản phẩm thay thế có mức sinh lời hấp dẫn (chứng khoán, vàng,
bất động sản, ...). 0,792
NTK_22 Các NHTM nước ngoài gia nhập ngành với năng lực tài chính tốt. 0,787 NTK_25 Ảnh hưởng của tình hình kinh tế
thế giới. 0,706
DV_6 Dịch vụ ngân hàng điện tử giao
dịch đơn giản, nhanh chóng 0,844
DV_8 Dịch vụ chi trả tự động tiện ích đốivới khách hàng (Số lượng và vị trí
lắp đặt máy ATM) 0,770
DV_7
Dịch vụ ngân hàng điện tử đa dạng đáp ứng được thị hiếu của khách
hàng 0,766
Phương sai trích (%) 13,283% 26,071% 38,749% 49,594% 59,616% 68,411%
(Nguồn: Phụ lục4)
Căn cứ vào kết quả phân tích EFA, có 6 nhân tố được rút ra và 25 biến quan sát được giữ lại. Sáu nhân tố được rút ra với phương sai trích 68,411%, có ý nghĩa giải thích được 68,11% biến thiên của dữ liệu.
Thực hiện phân tích nhân tố các biến phụ thuộc trong thang đo khả năng HĐVTG
đối với KHCN tại Vietcombank Nha Trang và thu được kết quả như sau:
Đối với thang đo khả năng HĐVTG đối với KHCN tại Vietcombank Nha Trang, EFA trích được gom vào một nhân tố tại Eigenvalues là 2,851 và với chỉ số KMO là 0,733. Các biến quan sát đều có Factor loading lớn hơn 0,50 (từ 0,653 đến 0,853). Phương sai trích được bằng 57,023% (>50%) đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, việc phân tích nhân tố khám phá là thích hợp.
Bảng 2.10: Kết quả phân tích nhân tố cho các biến phụ thuộc
Đơn vị tính: đơn vị
Ký hiệu Các biến quan sát Ma trận xoaynhân tố 1
HDV_26 Người gửi tiền quyết định gửi tiền vào ngân hàng do
chính sách lãi suất của ngân hàng tốt 0,803
HDV_29 Người gửi tiền quyết định gửi tiền do ngân hàng có cơ
sở vật chất và đội ngũ nhân viên tốt. 0,785
HDV_28 Người gửi tiền quyết định gửi tiền do ngân hàng có
hình thức huy động vốn đa dạng. 0,779
HDV_30 Hiện tại, ngân hàng là nơi đáng tin cậy để gửi tiền 0,746 HDV_27 Các sản phẩm, dịch vụ hiện có của ngân hàng đáp ứng
được nhu cầu giao dịch của người gửi tiền. 0,653
Giá trị riêng (Eigenvalues) 2,851
Phương sai trích (%) 57,023%
Cronbach’s Alpha 0,797
2.4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
(Nguồn: Phụ lục 5)
Phân tích hồi quy tuyến tính khơng phải chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được. Từ các kết quả quan sát được trong mẫu, phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết và sự chuẩn đốn về sự vi phạm các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng được không đáng tin cậy nữa.
2.4.4.1 Kiểm định các giả định của hàm hồi quy
Để đảm bảo sự diễn dịch từ kết quả hồi quy của mẫu cho tổng thể đạt độ tin cậy, sẽ tiến hành kiểm định các giả định của hàm hồi quy bao gồm:
Các phần dư có phân phối chuẩn.
Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
Các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do sau: Sử dụng mơ hình khơng đúng, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng
đủ nhiều để phân tích... Do vậy, sử dụng nhiều cách khảo sát khác nhau để đảm bảo tính xác đáng của kiểm định. Trong nghiên cứu này sẽ sử dụng cách xây dựng đồ thị tần số Histogram và đồ thị P-P plot để khảo sát phân phối của phần dư.
Trên đồ thị tần số Histogram có một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên đồ thị tần số. Như vậy, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Trên đồ thị P-P plot các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm (Phụ lục 6).
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau, cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tương quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm trị thống kê t của kiểm định mức ý nghĩa nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số R Square vẫn khá cao.
- VIF < 2: Hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập ảnh hưởng khơng đáng kể đến mơ hình.
- 2 ≤ VIF ≤ 10: Hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập ảnh hưởng đáng kể đến mơ hình.
- VIF > 10: Hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 2.11: Kết quả hồi qui và kiểm định đa cộng tuyến
Đơn vị tính: đơn vị
Tên biến
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui chuẩn hóa Giá trị t Sig. Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Mức chấp nhận VIF (hằng số) 0,389 0,088 4,404 0,000 SP 0,126 0,016 0,224 7,805 0,000 0,599 1,671 DV 0,161 0,012 0,337 14,010 0,000 0,853 1,173 CSVC 0,195 0,011 0,385 17,024 0,000 0,960 1,042 NS 0,122 0,015 0,237 7,873 0,000 0,544 1,837 UT 0,219 0,014 0,348 15,413 0,000 0,967 1,034 NTK 0,089 0,013 0,158 6,989 0,000 0,962 1,040 (Nguồn: Phụ lục 6)
Căn cứ vào kết quả hồi qui và kiểm định đa cộng tuyến, cho thấy tất cả các giá trị của hệ số phóng đại phương sai (VIF–Variance Inflation Factor) có giá trị bằng 1 (nhỏ hơn 2) chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Hiện tượng tương quan giữa các phần dư có thể là do các biến có ảnh hưởng khơng được đưa hết vào mơ hình do giới hạn và mục tiêu nghiên cứu, chọn dạng tuyến tính cho mối quan hệ lẽ ra là phi tuyến, sai số trong đo lường các biến,…có thể dẫn đến vấn đề tương quan chuỗi trong sai số và tương quan chuỗi cũng gây ra những tác động sai lệch nghiêm trọng đến mơ hình hồi quy tuyến tính như hiện tượng phương sai thay đổi.
Đại lượng thống kê Durbin–Watson (d) có thể dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau và có giá trị biến thiên trong khoản từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị của Durbin–Watson sẽ gần bằng 2.
Dựa vào kết quả kiểm định Durbin–Watson cho thấy giá trị của Durbin– Watson bằng 1,832 nghĩa là có thể chấp nhận giả định khơng có tương quan giữa các phần dư (Phụ lục 7).
Kiểm định hệ số tương quan
Bảng 2.12: Kết quả ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Đơn vị tính: thang đo Likert 5 điểm
HDV SP DV CSVC NS UT NTK HDV 1,000 0,562 0,559 0,534 0,619 0,485 0,325 SP 0,562 1,000 0,190 0,164 0,625 0,137 0,102 DV 0,559 0,190 1,000 0,119 0,361 0,074 0,147 CSVC 0,534 0,164 0,119 1,000 0,127 0,087 0,072 NS 0,619 0,625 0,361 0,127 1,000 0,143 0,145 UT 0,485 0,137 0,074 0,087 0,143 1,000 0,093 NTK 0,325 0,102 0,147 0,072 0,145 0,093 1,000 (Nguồn: Phụ lục 8)
Mức độ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc có sự tương quan với nhau, thể hiện cụ thể qua hệ số tương quan như sau: (1) Sản phẩm huy động vốn tiền gửi (0,562), (2) Sự đa dạng của các dịch vụ ngân hàng (0,599), (3) Cơ sở vật chất (0,534), (4) Đội ngũ nhân sự (0,619), (5) Uy tín (0,485), (6) Các nhân tố khách quan (0,325). Trong đó hệ số tương quan mạnh nhất là “Đội ngũ nhân sự” với hệ số tương quan là 0,619. Hầu hết các giá trị Sig. đều < 0,05 nên các quan hệ này đều có ý nghĩa thống kê.
Tất cả các hệ số tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc mang dấu dương (>0). Chứng tỏ tất cả các biến đều có mối quan hệ thuận với nhau.
Bằng việc sử dụng phân tích thống kê, kết quả thể hiện rằng giữa các biến, một biến có mối tương quan với nhiều biến còn lại. Qua ma trận tương quan giữa các biến, cho thấy sản phẩm huy động vốn tiền gửi, sự đa dạng của các dịch vụ ngân hàng, cơ sở vật chất, đội ngũ nhân sự, uy tín, các nhân tố khách quan là những nhân tố có mối quan hệ chặt chẽ với khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng, một sự thay đổi nhỏ của các nhân tố cũng làm ảnh hưởng đến khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng.
2.4.4.2 Phân tích hồi quy tuyến tính
Sau khi phân tích Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, có 6 nhân tố được đưa vào kiểm định mơ hình bao gồm: sản phẩm huy động vốn tiền gửi (SP), sự đa dạng của các dịch vụ ngân hàng (DV), cơ sở vật chất (CSVC), đội ngũ nhân sự (NS), uy tín (UT), các nhân tố khách quan (NTK). Giá trị của từng nhân tố là giá trị trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.
Phương trình nghiên cứu hồi quy tuyến tính tổng quát như sau:
HDV = β0+β1*SP+β2*DV +β3* CSVC +β4* NS + β5* UT + β6* NTK + ε Trong đó:
Biến phụ thuộc là: HDV (Khả năng HĐVTG đối với KHCN). Các biến độc lập là: SP, DV, CSVC, NS, UT, NTK.
Để tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, các biến được đưa vào mơ hình theo phương pháp Enter với tiêu chuẩn vào là PIN có giá trị mặc định là 0,05 và tiêu chuẩn ra là POUT có giá trị mặc định là 0,10. Tiêu chuẩn kiểm định là tiêu chuẩn được xây dựng vào phương pháp kiểm định giá trị thống kê F và xác định xác suất tương ứng của giá trị thống kê F, kiểm định mức độ phù hợp giữa mẫu và tổng thể thông qua hệ số xác định R2.
Dựa vào kết quả kiểm định Durbin –Watson có hệ số xác định hiệu chỉnh Adjusted R-Square là 0,883, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 88,3%%, mơ hình có mức độ giải thích khá tốt, điều này cịn cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập là khá chặt chẽ, cả 6 nhân tố trong mơ hình đã góp phần giải thích 88,3%% sự khác biệt của khả năng
HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng, còn lại do các biến khác tác động. Các hệ số β1 đến β6 đều khác không đồng thời chủ yếu các giá trị Sig. < 0,05 và β0 = 0. Điều đó chứng tỏ chủ yếu các nhân tố tham gia ảnh hưởng đến khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng (Phụ lục 7).
Các hệ số hồi quy chuẩn hóa của phương trình đều có giá trị beta khác 0, thể hiện mức độ quan trọng của từng nhân tố ảnh hưởng đến khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng. Có thể chọn lọc thành hai nhóm sau:
Nhóm những giá trị beta khác 0 có ý nghĩa thống kê (kiểm định 2 phía,
p<0,05), kết quả có 6 nhân tố được ghi nhận lần lượt theo hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) là sản phẩm huy động vốn có β = 0,224, sự đa dạng của các dịch vụ ngân hàng có β = 0,337, cơ sở vật chất của ngân hàng có β = 0,385, đội ngũ nhân sự có β = 0,237, uy tín có β = 0,348 và yếu tố khác có β = 0,158.
Những giá trị beta khác 0 khơng có ý nghĩa thống kê (kiểm định 2 phía,
p>0,05), khơng có nhân tố nào.
Từ kết quả phân tích hồi quy tuyến tính cho thấy, các hệ số β của các nhân tố đều khác 0 và Sig. < 0,05, chứng tỏ các nhân tố trên đều ảnh hưởng đến khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng. So sánh giá trị của β cho thấy: Cơ sở vật chất của ngân hàng được khách hàng quan tâm nhất, tác động lớn nhất đến khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng với β=0,385, có nghĩa là mỗi một đơn vị thay đổi cơ sở vật chất của ngân hàng thì khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng thay đổi 0,385 đơn vị, vượt trội hơn so với mức độ ảnh hưởng của các nhân tố còn lại. Từ kết quả trên, phương trình thể hiện khả năng HĐVTG đối với KHCN tại ngân hàng:
HDV = 0,224 x SP + 0,337 x DV + 0,385 x CSVC + 0,237 x NS + 0,348 x UT + 0,158 x NTK
Hệ số tương quan hiệu chỉnh (R2= 0,883), điều này nói lên rằng, các nhân tố giải thích được 88,3% khả năng HĐVTG đối với KHCN tại Vietcombank Nha Trang.
2.4.4.3 Phân tích ANOVA theo các đặc điểm cá nhân.
Có 4 đặc điểm cá nhân được đưa vào kiểm định bao gồm giới tính, nhóm tuổi, nghề nghiệp, trình độ học vấn. Để kiểm định xem giữa người gửi tiền nam và nữ, độ tuổi, nghề nghiệp, trình độ học vấn của người gửi tiền có sự khác biệt trong quyết
định gửi tiền tại Vietcombank Nha Trang. Với phương pháp One - Way ANOVA, kiểm định về sự bằng nhau của phương sai bằng Levene Test được thực hiện trước khi phân tích Anova.
Theo giới tính người gửi tiền của mẫu khảo sát
Bảng 2.13: Thống kê mô tả sự khác biệt trong đánh giá khả năng HĐVTG đối với KHCN theo giới tính
Đơn vị tính: đơn vị N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn
Độ tin cậy 95% Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Cận dưới Cận trên Nữ 110 3,9309 0,29358 0,02799 3,8754 3,9864 3,00 4,60 Nam 128 3,9219 0,31571 0,02791 3,8667 3,9771 3,00 4,60 Tổng cộng 238 3,9261 0,30508 0,01978 3,8871 3,9650 3,00 4,60 (Nguồn: Phụ lục 9) Bảng 2.14: Kết quả kiểm định phương sai đánh giá khả năng HĐVTG đối
với KHCN theo theo giới tính
Đơn vị tính: đơn vị
Kiểm định Levene Bậc tự do của mức nhân tố Bậc tự do của mẫu Sig.
0,964 1 236 0,327
(Nguồn: Phụ lục 9)
Kiểm định Levene test đã được tiến hành trước với kết quả Sig. = 0,327 > 0,05 nên kết quả phân tích ANOVA là phù hợp. Kết quả phân tích ANOVA có giá trị Sig. = 0,820 > 0,05 nên khơng có sự khác biệt về giới tính của người gửi tiền, có nghĩa là phương sai của trung bình quyết định gửi tiền của người nam và người nữ tại Vietcombank Nha Trang là như nhau.
Bảng 2.15: Kết quả phân tích phương sai ANOVA đánh giá khả năng HĐVTG đối với KHCN theo giới tính
Đơn vị tính: đơn vị
Loại biến thiên Tổng biến
thiên Bậc tự do
Trung bình
biến thiên F Sig.
Giữa các nhóm 0,005 1 0,005 0,052 0,820
Trong các nhóm 22,054 236 0,093
Tổng cộng 22,058 237
(Nguồn: Phụ lục 9)
Kết quả kiểm định One - Way Anova cho thấy rằng giới tính có mức ý nghĩa Sig. = 0,82 (> 0.05) nên có đủ căn cứ để kết luận khơng có sự khác biệt về quyết định gửi tiền của người nam và người nữ tại Vietcombank Nha Trang.