Phương trình hồi quy bội biểu diễn mối quan hệ giữa các nhân tố và quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân, có dạng như sau:
Y = β0+ β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5+ β6X6 + β7X7 + β8X8
+ Y: là biến phụ thuộc thể hiện giá trị dự đoán về quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân
+ X1, X2, X3, X4; X5, X6, X7, X8: là các biến độc lập theo thứ tự: Lợi
ích tài chính, Tiếp thị khuyến mãi, Thái độ của nhân viên, Cảm giác an toàn, Dịch vụ ATM, Sự thuận tiện, Ảnh hưởng người khác, Hình ảnh ngân hàng.
+ β0, β1, β2, β3, β4; β5, β6, β7, β8: là các hệ số hồi quy.
Sau khi chạy hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter), kết quả hồi quy trong phụ lục 7 cho ta R2
= 0.353 và R2 điều chỉnh = 0.333. Điều này nói lên độ thích hợp của mơ hình là 33.3% hay nói một cách khác mơ hình này giải thích được chỉ 33.3% sự biến thiên của nhân tố “quyết định lựa chọn ngân hàng” là do các biến trong mơ hình và 66.7 % cịn lại biến thiên của nhân tố “quyết định lựa chọn ngân hàng” được giải thích giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình mà trong phạm vi nghiên cứu của đề tài này chưa xem xét đến.
Kết quả kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình (phân tích phương sai) cho thấy mức ý nghĩa với Sig F = 0.000 < 0.05 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với tổng thể.
Từ bảng kết quả hệ số hồi quy (bảng 3.14), ta có kết quả như sau: các nhân tố AH, KM, TD, CG, HA đều có mối quan hệ tuyến tính với QD với Sig t < 0.05. Tuy nhiên, nhân tố TC, AT, TT với Sig t > 0.05 nên khơng có mối quan hệ tuyến tính với QD, do vậy thành phần “lợi ích tài chính”, “dịch vụ ATM” và “sự thuận tiện” không đạt ý nghĩa trong việc thống kê mơ hình này.
Bảng 3.14: Kết quả hệ số hồi quy của phân tích hồi quy
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toler ance VIF 1 Constant 1.142 .228 4.999 .000 AH .062 .024 .129 2.535 .012 .947 1.056 TC .059 .043 .090 1.386 .167 .583 1.714 KM .226 .037 .334 6.135 .000 .832 1.201
TD .095 .045 .120 2.124 .035 .769 1.300 CG .138 .040 .214 3.475 .001 .648 1.543
AT .057 .040 .086 1.428 .154 .679 1.472 TT .061 .037 .094 1.646 .101 .761 1.313
HA .073 .031 .124 2.348 .020 .878 1.139 Kết quả cũng cho thấy, tất cả 5 nhân tố của thang đo “quyết định lựa chọn ngân hàng” đều ảnh hưởng dương đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân (do có các hệ số β dương). Nghĩa là, nếu cảm nhận của khách hàng về tiếp thị khuyến mãi, cảm giác an tồn, thái độ nhân viên, hình ảnh ngân hàng và ảnh hưởng người khác tăng thì quyết định của khách hàng khi lựa chọn ngân hàng giao dịch cũng tăng lên; và ngược lại (khi xét sự thay đổi của một yếu tố thì các yếu tố khác được giả định là khơng đổi)
Phương trình hồi quy bội chuẩn hóa được xác định như sau:
QD = 1.142 + 0.226*KM + 0.138*CG + 0.095*TD + 0.073*HA + 0.062*AH
Trong đó:
KM : Tiếp thị khuyến mãi CG : Cảm giác an toàn TD : Thái độ phục vụ HA : Hình ảnh ngân hàng
AH : Ảnh hưởng của người khác
Do hệ số VIF thấp nên để xác định tầm quan trọng của AH, KM, TD, CG, HA trong mối quan hệ với QD ta có thể căn cứ vào hệ số β. Nếu trị tuyệt đối hệ số β của nhân tố nào càng lớn thì nhân tố đó ảnh hưởng càng quan trọng đến QD. Từ phương trình hồi quy trên đưa ra nhận xét như sau, cảm nhận của khách hàng về “tiếp thị khuyến mãi” ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng vì β = 0.226 lớn nhất trong các β, tiếp theo là cảm nhận của khách hàng về “cảm giác an toàn” (β = 0.138), “thái độ nhân viên” (β = 0.095), “hình ảnh ngân hàng” (β = 0.073), cuối cùng là cảm nhận của khách hàng về “ảnh hưởng của người khác (β = 0.062).
Từ kết quả phân tích hồi quy, các giả thuyết ban đầu được phát biểu lại như bảng 3.15
Bảng 3.15: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết Giả Giả
thuyết Nhân tố Kết quả
H1
Ảnh hưởng của người khác tác động tích cực đến quyết định
lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân Chấp nhận
H2
Thái độ của nhân viên tác động tích cực đến quyết định lựa
chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân Chấp nhận
H3
Hình ảnh ngân hàng tác động tích cực đến quyết định lựa
chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân Chấp nhận
H4
Dịch vụ ATM tác động tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân
Không chấp nhận
H5
Sự thuận tiện tác động tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân
Không chấp nhận
H6
Cảm giác an tồn tác động tích cực đến quyết định lựa chọn
ngân hàng của khách hàng cá nhân. Chấp nhận
H7
Tiếp thị khuyến mãi tác động tích cực đến quyết định lựa
chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân Chấp nhận
H8
Lợi ích tài chính tác động tích cực đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân
Không chấp nhận
H9
Có sự khác biệt về các yếu tố tác động đến quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân theo các đặc điểm cá nhân của khách hàng
Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong mơ hình hồi quy tuyến tính
Thứ nhất, giả định đầu tiên là giả định về liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là kiểm tra trên đồ thị phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa được đặt trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hố được đặt trên trục hồnh.
Hình 3.2: Đồ thị phân tán Scatterplot
Nhìn vào đồ thị ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đốn, do đó giả thiết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Thứ hai, giả định tiếp theo cần xem xét là phương sai của phần dư khơng đổi.
Hình 3.1 trên cũng cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi, điều này cho thấy phương sai của phần dư không thay đổi.
Thứ ba, để dị tìm sự vi phạm về giả định phân phối chuẩn của phần dư ta dùng hai công cụ vẽ là biểu đồ Histogram (hình 3.3). Nhìn vào đồ thị Histogram ta thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, phần dư có phân phối xấp xỉ chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (=0.985).
Hình 3.3: Biểu đồ Histogram
Thứ tư, giả định tiếp theo cần là về tính độc lập của phần dư. Ta dùng đại lượng thống kê Durbin-Watson (phụ lục 7) để kiểm định. Với giá trị Durbin-Watson là 1.938 (gần bằng 2) ta có thể nói các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc 1 với nhau. Điều này có nghĩa là giả định về tính độc lập của phần dư được đảm bảo.
Cuối cùng, ta xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mơ hình. trong trường
hợp các biến độc lập có hiện tượng đa cộng tuyến, tức là các biến độc lập tương quan chặt chẽ với nhau. Nó cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, khó tách ảnh hưởng của từng biến riêng lẻ. Để tránh diễn giải sai lệch kết quả hồi qui so với thực tế cần phải đánh giá, đo lường hiện tượng đa cộng tuyến. Theo bảng 3.14, ta thấy độ chấp nhận của mơ hình khá cao (đều lớn hơn 0.5) trong khi hệ số phóng đại phương sai khá thấp (đều dưới 2) do vậy mơ hình hồi quy đề ra khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng trong nghiên cứu không vi phạm các giả thiết cần thiết trong mơ hình hồi quy tuyến tính.
CHƯƠNG 4
THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KIẾN NGHỊ XUẤT PHÁT TỪ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU
Chương 3 đã phân tích chi tiết về các kết quả cũng như các gợi ý chính sách từ những kết quả khảo sát. Chương 4 trình bày thảo luận kết quả nghiên cứu và các kiến nghị xuất phát từ mơ hình nghiên cứu thông qua các kết quả của các chương trước, đặc biệt là chương 3.