3.3.1. Phân tích mơ tả
300 bảng khảo sát được phát đến các khách hàng có gửi tại ACB tr n địa bàn TP.HCM thông qua các giao dịch viên tại các chi nhánh của ACB. Có 9 bảng khơng hợp lệ do trả lời cùng một mức độ cho tất cả các mục hỏi hoặc bị thiếu nhiều thông tin trong tổng số 227 bảng khảo sát thu về. Kết quả là 218 bảng khảo sát hợp lệ được sử dụng để làm dữ liệu cho nghiên cứu. Dữ liệu được nhập, mã hóa, làm sạch và phân tích thơng qua phần mềm SPSS 16.0.
Về giới tính: có 102 nam và 116 nữ chiếm tỉ lệ tương ứng là 46.8% và 53.2%
Về độ tuổi: có 21 người được phỏng vấn có độ tuổi dưới 25 (chiếm 9.6%), từ
25 đến 35 tuổi là 84 người (chiếm 38.5%), 76 người từ 36 đến 45 tuổi (chiếm 34.9%), 37 người (chiếm 17.0%) trên 45 tuổi.
Về trình độ: tỷ lệ đối tượng khảo sát có trình độ học vấn đại học chiếm đa số
chiếm 54.1% tương ứng với 118 người, dưới đại học chiếm 21.1% tương ứng với 46 người, có 54 người có trình tr n đại học (chiếm 24.8%)
Về thu nhập: Có 59 người thu nhập dưới 7 triệu (27.1%), 98 người có thu
nhập từ 7 đến dưới 12 triệu (33.9%), 62 người có thu nhập từ 13 đến dưới 17 triệu (28.4%) và trên 20 triệu là 23 người (10.6%).
Bảng 3.2. Thông tin mẫu nghiên cứu Đặc điểm mẫu – n = 218 Số lƣợng Tỉ lệ (%) Đặc điểm mẫu – n = 218 Số lƣợng Tỉ lệ (%) Giới tính Nam 102 46.8 Nữ 116 53.2 Độ tuổi Dưới 25 tuổi 21 9.6 Từ 25 đến 35 tuổi 84 38.5 Từ 36 đến 45 tuổi 76 34.9 Trên 45 tuổi 37 17.0 Trình độ Dưới đại học 46 21.1 Đại học 118 54.1 Tr n đại học 54 24.8 Thu nhập Dưới 7 triệu 59 27.1 7 - 12 triệu 74 33.9 13 - 17 triệu 62 28.4 trên 20 triệu 23 10.6
3.3.2. Phân tích thang đo
3.3.2.1. Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha
Thang đo Chu kỳ phát triển kinh tế: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.697 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3.
Thang đo Môi trƣờng luật pháp: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là
0.720 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Môi trƣờng cạnh tranh: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.626 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.739 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Thâm niên và thƣơng hiệu: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.823 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Chất lƣợng dịch vụ: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.869 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Hệ thống mạng lƣới: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.892 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Chính sách lãi suất: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.780 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.728 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến > 0.3
Bảng 3.3. Các nhân tố ảnh hƣởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi Biến
Quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo
nếu loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Chu kỳ phát triển kinh tế: Cronbach’s Alpha = 0.697
KT1 7.67 2.906 .500 .637 KT2 7.55 3.272 .576 .530 KT3 7.80 3.661 .479 .647
Môi trƣờng luật pháp: Cronbach’s Alpha = 0.720
LP1 7.79 2.978 .439 .747 LP2 7.67 2.434 .666 .473 LP3 7.71 2.623 .527 .647
Môi trƣờng cạnh tranh: Cronbach’s Alpha = 0.626
CT1 7.70 1.805 .395 .624 CT2 7.89 2.362 .436 .534 CT3 7.66 2.170 .507 .440
Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng: Cronbach’s Alpha = 0.739
KH1 7.33 1.594 .507 .725 KH2 7.32 1.572 .644 .562
KH3 7.41 1.654 .548 .671
Thâm niên và thƣơng hiệu: Cronbach’s Alpha = 0.823
TH1 7.27 1.756 .658 .778 TH2 7.44 1.611 .674 .761 TH3 7.39 1.558 .706 .728 Chất lƣợng dịch vụ: Cronbach’s Alpha = 0.869 DV1 17.94 10.918 .517 .874 DV2 18.10 10.124 .708 .840 DV3 18.17 10.277 .688 .843 DV4 18.14 10.073 .703 .841 DV5 18.08 10.929 .667 .848 DV6 18.00 10.005 .739 .834
Hệ thống mạng lƣới: Cronbach’s Alpha = 0.892
ML1 11.56 6.284 .719 .880 ML2 11.58 6.604 .765 .861 ML3 11.53 6.250 .778 .856 ML4 11.57 6.605 .799 .850
Chính sách lãi suất: Cronbach’s Alpha = 0.780
LS1 7.40 3.485 .614 .706 LS2 7.37 3.192 .578 .750 LS3 7.52 3.219 .664 .650
Hoạt động huy động vốn tiền gửi: Cronbach’s Alpha = 0.728
HD1 7.37 1.589 .533 .668 HD2 7.51 1.689 .588 .597 HD3 7.47 1.817 .536 .659
3.3.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
a. Phân tích nhân tố khám phá các nhân tố ảnh hƣởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi
Thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi gồm 8 thành phần với 28 biến quan sát đạt độ tin cậy Cronbach’s Alpha được đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Kết quả phân tích nhân tố lần thứ nhất.
Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.862 > 0.5 (bảng số 14a, phụ lục 5) cho thấy phân tích nhân tố là thích hợp. Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 với phương pháp rút trích Principal components và phép xoay varimax, phân tích nhân tố đã trích được 6 nhân tố từ 28 biến quan sát (bảng số 14b, phụ lục 5) với tổng phương sai trích là 66.030 (> 50%) đạt yêu cầu.
Dựa trên bảng ma trận xoay nhân tố (bảng số 14c, phụ lục 5), các biến KT3, DV1, LP1, CT2 bị loại do có hệ số tải nhân tố chưa đạt yêu cầu (< 0.5). Do đó, việc phân tích nhân tố lần thứ hai được thực hiện với việc loại các biến này.
Kết quả phân tích nhân tố lần thứ hai
Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.861 > 0.5 (bảng số 15a, phụ lục 5) cho thấy phân tích nhân tố là thích hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 với phương pháp rút trích Principal components và phép xoay varimax, phân tích nhân tố đã trích được 6 nhân tố từ 24 biến quan sát (bảng số 15b, phụ lục 5) với tổng phương sai trích là 69.876 (> 50%) đạt yêu cầu.
Kết quả tại bảng 3.4 (xem thêm bảng số 15c, phụ lục 5) cho thấy hệ số tải nhân tố của các biến này đều lớn hơn 0.5 đạt yêu cầu. Chênh lệch hệ số tải nhân tố của mỗi một biến quan sát đều lớn hơn 0.3 đạt yêu cầu
Bảng 3.4. Ma trận xoay nhân tố Component Component 1 2 3 4 5 6 CT1 .797 LP3 .762 KT2 .757 LP2 .751 KT1 .722 CT3 .616 DV2 .841 DV3 .795 DV6 .781 DV5 .775 DV4 .772 ML4 .859 ML2 .798 ML3 .783 ML1 .781 TH3 .860 TH2 .850 TH1 .771 LS1 .844 LS3 .748 LS2 .722 KH2 .780 KH1 .777 KH3 .729
Dựa vào kết quả bảng ma trận xoay các nhân tố tại bảng 3.4 lệnh nhóm biến trung bình trong SPSS được sử dụng để nhóm các biến đạt yêu cầu với hệ số tải nhân tố > 0.5 thành sáu nhân tố như sau:
Nhân tố 1: gồm 6 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(CT1,CT3,LP2,LP3,KT1,KT2) và được đặt tên là Mơi trường bên ngồi ký hiệu là BN.
Nhân tố 2: gồm 5 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE=mean(DV2,DV3,DV4,DV5,DV6) và được đặt tên là Chất lượng dịch vụ ký hiệu là DV.
Nhân tố 3: gồm 4 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(ML1,ML2,ML3,ML4) và được đặt tên là Hệ thống mạng lưới ký hiệu là ML.
Nhân tố 4: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(TH1,TH2,TH3) và được đặt t n là Thâm ni n và thương hiệu là TH.
Nhân tố 5: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(LS1,LS2,LS3)và được đặt tên là Chính sách lãi suất ký hiệu là LS.
Nhân tố 6: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE KH=mean(KH1,KH2,KH3) và được đặt t n là Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng ký hiệu là KH.
b. Phân tích nhân tố khám phá thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi
Kết quả kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's (bảng số 16a, phụ lục 5) với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.679 đáp ứng được yêu cầu. Tại mức giá trị Eigenvalues = 1.950 (bảng số 16b, phụ lục 5), đã trích được một nhân tố từ ba biến quan sát và với phương sai trích là 65.007% (> 50%) đạt yêu cầu. Ba biến HD1, HD2, HD3 đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 đều phù hợp (bảng số 16c, phụ lục 5). Do đó, 3 biến này được nhóm lại bằng lệnh
COMPUTE =mean(HD1,HD2,HD3) và được đặt tên là Hoạt động huy động vốn tiền gửi ký hiệu là HD.
3.3.3. Mơ hình nghiên cứu tổng quát
Sau khi phân tích và kiểm định bằng hệ tin cậy Cronbach’s Alpha và nhân tố khám phá (EFA), thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi được điều chỉnh từ 8 nhân tố xuống còn 6 nhân tố. 3 nhân tố Chu kỳ phát triển kinh tế, Môi trường luật pháp, Môi trường cạnh tranh được gom lại thành một nhân tố. Đối chiếu với cơ sở lý thuyết thì nhân tố này mang tính chất của mơi trường bên ngồi. Do đó, nhân tố này được đặt t n là Mơi trường bên ngồi. Ngồi ra, số biến quan sát đã giảm xuống từ 28 còn lại 24 biến quan sát (bảng 3.4) và thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi vẫn giữ nguyên. Mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết đề xuất (Hình 3.1) được thay đổi như sau:
Hình 3.3. Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh Các giả thuyết: Các giả thuyết:
H1: Mơi trường bên ngồi ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn
tiền gửi của khách hàng tại ACB
H2: Chất lượng dịch vụ ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H3: Hệ thống mạng lưới ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H4: Thâm ni n và thương hiệu ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H5: Chính sách lãi suất ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H6: Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
3.3.4. Kiểm định mơ hình nghiên cứu 3.3.4.1. Phân tích tƣơng quan 3.3.4.1. Phân tích tƣơng quan
Dựa vào bảng 3.5 (xem chi tiết bảng số 17, phụ lục 5) ta có thể thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc là Hoạt động huy động vốn tiền gửi với 6 biến độc lập BN, DV, ML, TH, LS, KH cao (thấp nhất là 0.43) và trị Sig đều nhỏ (< 0.05).
Bảng 3.5. Ma trận tƣơng quan Pearson HD BN DV ML TH LS KH HD 1 .636** .507** .531** .430** .518** .468** .000 .000 .000 .000 .000 .000 BN 1 .376** .522** .243** .433** .387** .000 .000 .000 .000 .000 DV 1 .227** .213** .231** .254** .001 .002 .001 .000 ML 1 .273** .490** .322** .000 .000 .000 TH 1 .215** .345** .001 .000 LS 1 .272** .000 KH 1
Ngoài ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng cao. Do đó, kiểm định đa cộng tuyến cần được tiến hành trong các bước tiếp theo để xác định xem các biến độc lập có ảnh hưởng lẫn nhau hay khơng.
3.3.4.2. Hồi quy tuyến tính bội
Để kiểm định sự phù hợp giữa 6 thành phần ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là Hoạt động huy động vốn tiền gửi , hàm hồi qui tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) được sử dụng. Kết quả phân tích hồi qui bội tại bảng 3.6, các giá trị Sig. với các biến BN, DV, ML, TH, LS, KH đều rất nhỏ (< 0.05). Vì vậy, có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Bảng 3.6. Kết quả phân tích hồi qui bội
Mơ hình
Hệ số hồi qui chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Toleranc
e VIF 1 Hệ số chặn -.044 .219 -.199 .843 BN .227 .042 .294 5.401 .000 .602 1.661 DV .230 .043 .249 5.380 .000 .832 1.202 ML .099 .039 .135 2.529 .012 .624 1.604 TH .181 .046 .181 3.938 .000 .839 1.192 LS .136 .036 .192 3.837 .000 .708 1.413 KH .136 .049 .132 2.745 .007 .765 1.308
3.3.4.3. Kiểm tra các giả định hồi quy
Kết quả của mẫu suy rộng ra cho giá trị của tổng thể phải đáp ứng các giả định cần thiết dưới đây:
Giả định liên hệ tuyến tính: giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ
phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự dốn chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả hình 3.4 cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhi n qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể nào. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
Hình 3.4. Đồ thị phân tán phần dƣ
Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn: kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư (hình 3.5) cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 3.5. Biểu đồ tần số Histogram
Giả định phƣơng sai của sai số không đổi: kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman (bảng số 19, phụ lục 5) cho thấy giá trị sig. của các biến BN, DV, ML, TH, LS, KH với giá trị tuyệt đối của phần dư đều khác không (trị Sig > 0.05). Điều này cho thấy chúng ta không thể bác bỏ
phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ: đại lượng thống kê
Durbin-Watson (d) được dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất. Kết quả nhận được từ bảng 3.6 cho thấy đại lượng thống kê Durbin- Watson có giá trị là 1.966 (gần bằng 2), nên chấp nhận giả thuyết khơng có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mơ hình. Như vậy, mơ hình hồi qui bội đáp ứng được tất cả các giả định.
3.3.4.4. Độ phù hợp của mơ hình và hiện tƣợng đa cơng tuyến
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R² điều chỉnh là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho tình huống hồi quy tuyến tính bội vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của hệ số R². Kết quả phân tích hồi qui bội (bảng 3.7) cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0.614, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 61.40%. Có thể nói các thành phần biến được đưa vào mơ hình đạt kết quả giải thích khá tốt.
Bảng 3.7. Model Summaryb
Model R R
Square
R² điều
chỉnh Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .790a .624 .614 .37997 1.966 Kết quả nhận được từ bảng ANOVAb (bảng 3.8) cho thấy trị thống kê F với giá trị Sig. = 0.000 (< 0.05) cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thiết Ho. Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Bảng 3.8. ANOVAb
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 50.651 6 8.442 58.471 .000a
Residual 30.463 211 .144 Total 81.114 217
Hiện tƣợng đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai (VIF) được sử dụng và khi VIF < 10 nghĩa là các biến độc lập khơng có tương quan tuyến tính với nhau. Kết quả nhận được từ bảng 3.6 với hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2 n n đạt yêu cầu. Có thể kết luận mơ hình hồi qui tuyến tính bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến việc giải thích mơ hình hồi qui tuyến tính bội.
3.3.4.5. Phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng 3.6 thì phương trình hồi qui bội thể hiện những nhân tố ảnh hưởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi có dạng: