Thời gian sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm

Một phần của tài liệu Hồ Thị Ngọc Ánh- 49D KDTM (Trang 55)

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Trong tổng 150 bảng hỏi đạt tiêu chuẩn, có 64 mẫu chiếm 42,7% lựa chọn sử dụng dịch vụtiền gửi 6 tháng - dưới 1 năm. 22% với 33 mẫu sửdụng dưới 6 tháng. Có 31 mẫu chiếm 20,7% có thời gian sửdụng dịch vụtừ1 năm - 2 năm và cuối cùng là 14,6% với 22 mẫu với trên 2 năm. Qua sốliệu có thểsuy rộng ra khách hàng cá nhân tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huếcó xu hướng sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm ngắn hạn và trung hạn. Ngân hàng cần đưa ra các chương trình khuyến mãi, lãi suất hấp dẫn đểkích khách hàng sửdụng dịch vụtiền gửỉdài hạn hơn.

3.2. Kiểm định độtin cậy của thang đo Cronbach’s Alpha3.2.1. Kiểm định độtin cậy của biến độc lập 3.2.1. Kiểm định độtin cậy của biến độc lập

Bảng 2.6: HệsốCronbach’s Alpha cho biến độc lậpSTT Biến quan sát Tương quan biến STT Biến quan sát Tương quan biến

tổng

HệsốCronbach’s Alpha nếu loại biến 1 THƯƠNG HIỆU: Cronbach’s Alpha= 0,786

TH1 0,639 0,708

TH2 0,442 0,801

TH3 0,694 0,679

TH4 0,605 0,727

2 LỢI ÍCH TÀI CHÍNH: Cronbach’s Alpha= 0,777

LI1 0,586 0,729

LI2 0,626 0,684

LI3 0,627 0,683

3 PHƯƠNG TIỆN HỮU HÌNH: Cronbach’s Alpha= 0,750

HH1 0,593 0,665

HH2 0,582 0,672

HH3 0,483 0,725

HH4 0,532 0,704

4 CHIÊU THỊ: Cronbach’s Alpha= 0,758

CT1 0,598 0,668

CH2 0,594 0,673

5 NHÂN VIÊN: Cronbach’s Alpha= 0,790

NV1 0,536 0,768

NV2 0,659 0,705

NV3 0,737 0,661

NV4 0,474 0,794

6ẢNH HƯỞNG NGƯỜI LIÊN QUAN: Cronbach’s Alpha= 0,737

AH1 0,560 0,656

AH2 0,563 0,654

AH3 0,567 0,645

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Từkết quảtrên, ta thấy hệsốCronbach’s Alpha của các nhân tố đều lớn hơn 0,6 bên cạnh hệsốtương quan tổng các biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Vì vậy, có thể kết luận rằng thang đo được sửdụng trong nghiên cứu sau khi loại biến là phù hợp và đáng tin cậy, đảm bảo trong việc phân tích nhân tốkhám phá EFA.

3.2.2. Kiểm định độtin cậy của biến phụthuộc

Bảng 2.7: HệsốCronbach’s Alpha cho biến phụthuộcBiến quan sát Tương quan biến Biến quan sát Tương quan biến

tổng

Hệs ố Cronbach’s Alpha nếu loại biến Ý ĐỊNH SỬDỤNG: Cronbach’s Alpha= 0,758

YD1 0,520 0,722

YD2 0,474 0,754

YD3 0,625 0,663

YD4 0,613 0,672

Cronbach’s Alpha sau khi loại biến là 0,758 > 0,6 và hệsốtương quan biến của các quan sát đều > 0,3 nên các biến sẽ được giữlại đểphân tích tiếp.

3.3. Phân tích nhân tốkhám phá EFA

3.3.1. Rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng của khách hàng cá nhân tại ngân hàng

Bảng 2.8: Kiểm định KMO và Bartlett’s Test biến độc lập

Hệs ố KMO 0,752

Kiểm định Bartlett

Giá trịChi bình phương

xấp xỉ 1148,286

Df 210

Sig. 0,000

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Với kết quảkiểm định KMO = 0,752 (> 0,05), kiểm định Bartlett có giá trị Sig.= 0 < 0,05. Kết quảnày chỉra rằng các biến quan sát trong tổng thểcó mối tương quan với nhau và phân tích nhân tốEFA là thích hợp.

Kết quảphân tích EFA được thểhiện như sau:

Bảng 2.9: Kết quảphân tích nhân tốbiến độc lập Ma trận xoay nhântố tố Nhóm nhân tố 1 2 3 4 5 6 TH3 0,826 TH4 0,780 TH1 0,755 TH2 0,670 HH2 0,787 HH4 0,718 HH3 0,715 HH1 0,681 AH3 0,798 AH1 0,755

AH2 0,747 NV1 0,806 NV2 0,791 NV3 0,684 NV4 0,528 CT1 0,834 CT3 0,789 CT2 0,774 LI1 0,818 LI3 0,772 LI2 0,756 Giá trị Egeinvalue 4,808 2,433 2,130 1,930 1,437 1,102 % Phương sai tích kế 12,241 23,531 34,410 45,131 55,559 65,901

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Đặt tên các nhân tố

Căn cứvào kết quảma trận xoay nhân tốta có 6 nhân tốchính sau:

•Nhân tốthứnhất: Thương hiệu có giá trịEgeinvalue = 4,808 > 1, nhân tốnày gồm 4 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Ngân hàng được nhiều người biết đến −Ngân hàng có bảo mật thơng tin tốt −Ngân hàng uy tín lâu năm

−Ngân hàng có quy mơ lớn

•Nhân tốthứhai: Phương tiện hữu hình có giá trịEgeinvalue = 2,433 > 1, nhân tốnày gồm 4 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Điểm giao dịch thuận tiện −Hệthống an ninh đảm bảo −Bãiđậu xe thuận tiện

−Cơ sởvật chất, trang thiết bịhiện đại

•Nhân tốthứba:Ảnh hưởng có giá trịEgeinvalue = 2,130 > 1, nhân tốnày gồm 3 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Người quen đang sửdụng dịch vụtại ngân hàng −Được sựgiới thiệu từgia đình, bạn bè

−Được sựtư vấn của nhân viên ngân hàng

•Nhân tốthứtư: Nhân viên có giá trịEgeinvalue = 1,930 > 1, nhân tốnày gồm 4 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Ngoại hình nhân viênưa nhìn

−Phong cách làm việc chuyên nghiệp −Giải quyết vấn đềnhanh chóng, hiệu quả −Thái độphục vụchu đáo

•Nhân tốthứnăm: Chiêu thịcó giá trịEgeinvalue = 1,437 > 1, nhân tốnày gồm 3 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Quảng cáo qua các thơng tin đại chúng −Nhiều chương trình khuyến mãi

−Chính sách chăm sóc khách hàng tốt

•Nhân tốthứsáu: Lợi ích tài chính có giá trịEgeinvalue =1,102 > 1, nhân tốnày gồm 3 biến quan sát như thang đo đềra ban đầu:

−Lãi suất tiền gửi tiết kiệm cạnh tranh trên thịtrường −Lãi suất vềdịch vụtiền gửi phù hợp với khách hàng

−Tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng có phương thức trảlãi phù hợp theo nhu cầu

3.3.2. Rút trích nhân tốchính “Ý định sửdụng” dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng hàng cá nhân tại ngân hàng

Bảng 2.10: Kiểm định KMO và Bartlett’s Test biến phụthuộc

Giá trịKMO 0,604

Kiểm định Bartlett

Giá trịChi bình phương x ấp xỉ 198,142

Df 6

Sig. 0,000

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Với kết quảkiểm định KMO =0,604 (> 0,05), kiểm định Bartlett có giá trị Sig.=0 <0,05. Kết quảnày thỏa mãn yêu cầu phân tích nhân tốEFA.

Kết quảphân tích EFA được thểhiện như sau:

Bảng 2.11: Kết quảphân tích nhân tốbiến phụthuộc

Thành phần 1 YD3 0,837 YD4 0,826 YD1 0,715 YD2 0,671 Giá trịEgeinvalue 2,343

% Phương sai tích lũy kế 58,567

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

3.4. Phân tích hồi quy tuyến tính3.4.1. Xây dựng mơ hình hồi quy 3.4.1. Xây dựng mơ hình hồi quy

Phân tích hồi quy đểxác định phương trình hồi quy tuyến tính, với các hệsố Beta tìmđược đểkhẳng định mối quan hệnhân quảgiữa biến phụthuộc và biến độc lập.

Giảthuyết các nhân tố ảnh hưởng đến Ý định sửdụng dịch vụvà Ýđịnh sử dụng dịch vụcó tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy cho mơ hình lí thuyết sau:

Trong đó:

Y =β 0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5 + β6X6

Y: Ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm βi: Hệsốhồi quy của từng yếu tốtác động X1: Thương hiệu

X2: Lợi ích tài chính X3: Phương tiện hữu hình X4: Chiêu thị

X5: Nhân viên

Các giảthuyết:

−H0: Các nhân tốchính khơng tác động đến ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H1: Nhân tốThương hiệu có mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H2: Nhân tốLợi ích tài chính có mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H3: Nhân tốPhương tiện hữu hình có mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H4: Nhân tốChiêu thịcó mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H5: Nhân tốNhân viên có mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

−H6: Nhân tố Ảnh hưởng người liên quan có mối tương quan với ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.

3.4.2. Đánh giá sựphù hợp của mơ hình

Bảng 2.12: Tóm tắt mơ hình hồi quyMơ hình Giá trịR R 2 R2 hiệu Mơ hình Giá trịR R 2 R2 hiệu

chỉnh Sai sốchuẩn của ước lượng Giá trị Durbin- Watson 1 0,704 0,496 0,475 0,72478770 1,875 a. Các dự đoán: (Hằng số), TH, LI, HH, CT, NV, AH b. Biến phụthuộc: YD

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Ta có R2 hiệu chỉnh = 0,475 là các biến độc lập giải thích được 47,5% đến sự biến thiên của biến phụthuộc ý địnhđịnh sửdụng dịch vụ.

3.4.3. Kiểm định sựphù hợp của mơ hình

Bảng 2.13: Kiểmđịnh sựphù hợp của mơ hìnhANOVAa ANOVAa Model Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 73,880 6 12,313 23,440 0,000b Số dư 75,120 143 0,525 Tổng 149,000 149 a. Biến phụthuộc: YD b. Các dự đoán: (Hằng số), TH, LI, HH, CT, NV, AH

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kiểm định F về độphù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụthuộc có liên hệtuyến tính với tồn bộbiến độc lập hay khơng. Ta có cặp giả thuyết:

H0: β1 = β2 = β 3= β4 = β5 = β6 H1: Tồn tại ít nhất 1 hệsố β ≠ 0

Từkết quảphân tích ANOVA, Sig. = 0,000 < 0,05 nên bác bỏgiảthuyết H0. Do đó, sựkết hợp của các biến độc lập trong mơ hình có thểgiải thích được sựthay đổi của biến phụthuộc, nói cách khác có ít nhất một biến độc lậpảnh hưởng đến biến phụthuộc. Mơ hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tập dữliệu và có thểsửdụng được.

Bảng 2.14: Kết quảphân tích hồi quy đa biếnMơ hình Hệsốchưa chuẩn hóa Hệsốchuẩn Mơ hình Hệsốchưa chuẩn hóa Hệsốchuẩn

hóa t Sig. B Độlệch chuẩn Beta 1 (Hằng số) 7,340E-017 0,059 0,000 1,000 TH 0,311 0,059 0,311 5,230 0,000 LI 0,212 0,059 0,212 3,572 0,000 HH 0,250 0,059 0,250 4,210 0,000 CT -0,085 0,059 -0,085 -1,438 0,153 NV 0,531 0,059 0,531 8,940 0,000 AH 0,053 0,059 0,053 0,897 0,371

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Dựa vào bảng phân tích hồi quy ta thấy nhân tố Ảnh hưởng người liên quan (AH) có Sig. = 0,371 và nhân tốChiêu thị(CT) có Sig. =0,153đều có Sig. > 0,05 nên AH và CT khơng có ý nghĩa thống kê. Kết luận, Ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huếchịuảnh hưởng bởi 4 nhân tố: Thương hiệu, Lợi ích tài chính, Phương tiện hữu hình, Nhân viên.

Mơ hình hồi quy bộiđược viết lại như sau:

Y = 0,311X1 + 0,212X2 +0,250X3 + 0,531X5 Giải thích các hệsố:

−β 1 = 0,311: có nghĩa khi nhân tốThương hiệu thay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tố khác khơngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,311đơn vị.

−β 2 = 0,212: có nghĩa khi nhân tốLợi ích tài chính thay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tốkhác khơngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,212đơn vị.

Các yếu tố khác TH H1 0,311 LI H2 0,212 47,5 % HH H3 0,250 Ý ĐỊNH SỬ DỤNG NV H5 0,531

Nhân tố Giảthuyết kiểm định Hệsố β chuẩn hóa

−β 3 = 0,250: có nghĩa khi nhân tốPhương tiện hữu hình thay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tốkhác khơngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,250đơn vị.

−β 5 = 0,531: có nghĩa khi nhân tốNhân viên thay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tố khác khơngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,531đơn vị.

Sơ đồ2.8: Mơ hình hồi quy các nhân tốtác động đến sý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Nhận xét mơ hình hồi quy:

−Kết quảphân tích hồi quy củađềtài đã tiến hành trên, có thểnhận thấy rằng nhân tốNhân viên là có tác động lớn nhất đến ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ, với hệsốbeta chuẩn hóa bằng 0,531. Nhân viên làấn tượng đầu tiên của khách hàng khi đến sửdụng dịch vụ, là cầu nối giữa ngân hàng với khách hàng, tiếp xúc và khám phá được nhu cầu của khách hàng. Phong cách làm việc chuyên nghiệp, giải quyết nhanh chóng vấn đề và thái độphục vụcủa nhân viên khiến khách hàng cảm thấy thoải mái, tin tưởng hơn.

52 ,5 %

−Tuy nhiên, các nhân tốnghiên cứu đềxuất chỉgiải thích được 47,5% đến sự biến thiên của biến Ý định sửdụng dịch vụ, mức độtác động còn chưa cao. Nguyên nhân khách quan là do khách hàng khơng có nhiều thời gian đểtập trung đánh giá các nhân tố đúng cảm nhận của mình. Nguyên nhân chủquan là kiến thức, kinh nghiệm của tác giảcòn nhiều hạn chếchưa nắm rõ.

3.5. Ý kiến đánh giá của khách hàng cá nhân vềcác nhân tốtác động đến Ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm

Ta kiểm định cặp giảthuyết:

H0: Giá trịtrung bình của nhóm nhân tố= 4 H1: Giá trịtrung bình của nhóm nhân tố# 4

3.5.1. Thành phần Thương hiệu

Bảng 2.15: Kiểm định One-Sample T-test đối với thang đo “Thương hiệu” Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

TH1 3,71 0,000 -4,359

TH2 3,94 0,280 -1,084

TH3 3,67 0,000 -5,177

TH4 3,94 0,363 -0,913

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy:

Sig. của tiêu chí TH1 và TH3 < 0,05 nên bác bỏgiảthuyết H0, chấp nhận H1. Giá trịt quan sát nhỏhơn 0 đủcơ sởkết luận các tiêu chí trên có giá trịtrung bình nhỏ hơn 4.

Sig. của tiêu chí TH2 và TH4 > 0,05 nên khơng có đủcơ sở đểbác bỏH0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.2. Thành phần Lợi ích tài chính

Bảng 2.16: Kiểm định One-Sample T-test đối với thang đo “Lợi ích tài chính” Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

LI1 3,98 0,743 -0,328

LI2 3,98 0,730 -0,345

LI3 4,08 0,139 1,487

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy Sig. của tất cảcác tiêu chí thuộc nhóm nhân tốLợi ích tài chính > 0,05 nên khơng có cơ sởbác bỏgiảthuyết H0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.3. Thành phần Phương tiện hữu hình

Bảng 2.17: Kiểm định One-Sample T-test đối với thang đo“Phương tiện hữu hình” “Phương tiện hữu hình”

Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

HH1 3,60 0,000 -6,103

HH2 4,08 0,174 1,367

HH3 3,84 0,008 -2,706

HH4 3,52 0,000 -6,587

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy:

Sig. của tiêu chí HH1, HH3, HH4 thuộc nhóm nhân tốPhương tiện hữu hình < 0,05 nên bác bỏgiảthuyết H0, chấp nhận H1. Giá trịt quan sát nhỏhơn 0 đủcơ sởkết luận các tiêu chí trên có giá trịtrung bình nhỏhơn 4.

Sig. của tiêu chí HH2 > 0,05 nên khơng có cơ sởbác bỏH0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.4. Thành phần Chiêu thị

Bảng 2.18: Kiểm định One- Sample T-test đối với thang đo “Chiêu thị” Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

CT1 3,81 0,012 -2,539

CT2 3,93 0,304 -1,032

CT3 3,92 0,250 -1,156

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy:

Sig. của tiêu chí CT1 thuộc nhóm nhân tốChiêu thị< 0,05 nên bác bỏgiả thuyết H0, chấp nhận H1. Giá trịt quan sát nhỏhơn 0 đủcơ sởkết luận tiêu chí trên có giá trịtrung bình nhỏhơn 4.

Sig. của tiêu chí CT2, CT3 > 0,05 nên khơng có cơ sởbác bỏH0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.5. Thành phần Nhân viên

Bảng 2.19: Kiểm định One- Sample T-test đối với thang đo “Nhân viên” Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

NV1 3,83 0,009 -2,644

NV2 3,98 0,844 -0,197

NV3 4,00 1,000 0,000

NV4 3,73 0,000 -4,788

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy:

Sig. của tiêu chí NV1 và NV2 thuộc nhóm nhân tốNhân viên < 0,05 nên bác bỏ giảthuyết H0, chấp nhận H1. Giá trịt quan sát nhỏhơn 0 đủcơ sởkết luận tiêu chí trên có giá trịtrung bình nhỏhơn 4.

Sig. của tiêu chí NV2, NV3 > 0,05 nên khơng có cơ sởbác bỏH0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.6. Thành phầnẢnh hưởng người liên quan

Bảng 2.20: Kiểmđịnh One- Sample T-test đối với thang đo “Ảnh hưởng người liên quan” “Ảnh hưởng người liên quan”

Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

AH1 3,85 0,055 -1,932

AH2 4,04 0,546 0,605

AH3 3,97 0,716 -0,364

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Kết quảkiểm định cho thấy: Sig. của các tiêu chí thuộc nhóm nhân tố Ảnh hưởng > 0,05 nên khơng có cơ sởbác bỏH0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

3.5.7. Thành phần Ý định sửdụng dịch vụ

Bảng 2.21: Kiểm định One- Sample T-test đối với thang đo “Ý định sửdụng dịch vụ” “Ý định sửdụng dịch vụ”

Biến quan sát Giá trịtrung bình Sig. (2-tailed) T

YD1 3,88 0,037 -2,100

YD2 3,88 0,032 -2,168

YD3 3,83 0,001 -3,365

YD4 3,88 0,019 -2,371

(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu)

Ta kiểm định cặp giảthuyết:

H0: Giá trịtrung bình của nhóm “Ý định sửdụng” = 4 H1: Giá trịtrung bình của nhóm “Ý định sửdụng” # 4 Kết quảkiểm định cho thấy:

Sig. của các tiêu chí thuộc nhóm Ý định sửdụng < 0,05 nên bác bỏgiảthuyết H0, chấp nhận H1. Giá trịt quan sát nhỏhơn 0 đủcơ sởkết luận tiêu chí trên có giá trị trung bình nhỏhơn 4.

3.6. Kiểm định sựkhác biệt vềgiới tính của khách hàng cá nhânđối với ý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm dụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm

Ta kiểm định cặp giảthuyết:

Một phần của tài liệu Hồ Thị Ngọc Ánh- 49D KDTM (Trang 55)

Tải bản đầy đủ (DOCX)

(100 trang)
w