Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến quyết định gửi tiền tại BIDV Thừa

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng yếu tố, tác giả tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy mà tác giả áp dụng là mô hình hồi quy đa biến (mô hình hồi quy bội). Tác giả muốn đo lường xem mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố tác động đến Quyết định gửi tiền vào BIDV Thừa Thiên Huế bằng phân tích hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích.

Kết quả phân tích tương quan Pearson tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê với biến phu thuộc nên có thể sử dụng các biến độc lập này trong hồi quy đa biến. Cho nên mô hình hồi quy với 5 biến độc lập có phương trình như sau:

QDGT= β0 + β1SP+ β2LS+ β3NV +β4MLGD+ β5VC+ β6UT +ei Các kết quả phân tích hồi quy được thể hiện cụ thể ở bảng sau:

Bảng 2.15. Phân tích độ phù hợp của mô hình

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, hệ số xác định R² và R² hiệu chỉnh (Adjusted R square) được xem xét. Vì R²sẽ tăng lên khi đưa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng R² hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mô hình. R² hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mô hình càng cao. Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mô hình có R² = 0,854 và R² được điều chỉnh= 0,845. R² được điều chỉnh = 0,845 nói lên độ thích hợp của mô hình là 84,5% hay nói cách khác 84,5% sự biến thiên của biến “Quyết định gửi tiền vào ngân hàng” được giải thích bởi 6 biến độc lập trên.

Mô hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh

Sai số chuẩn

ước lượng Durbin-Watson

1 0,924^a 0,854 0,845 0,22293 2,185

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.16. Phân tích phương sai Anova trong phân tích hồi quy

Mô hình

Tổng bình phương

Bậc tự do

Trung bình của tổng bình phương

(Phương sai)

Thống kê F

Mức ý nghĩa quan sát Sig Phần biến thiên

do hồi quy 29,900 6 3,647 27,736 0,000

Phần biến thiên

không do hồi quy 5,119 143 0,131

Tổng 35,019 149

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Phân tích Anova bảng 2.16 ở trên cho cho thấy thống kê F có mức ý nghĩa (Sig.)

= 0,000, điều này chứng tỏ rằng mô hình hồi qui xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được. Hay nói cách khác mô hình là có ý nghĩa.

Bảng 2.17. Kết quả phân tích hồi quy đa biến Mô

hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa

t Sig.

B Std.

Error Beta

Hằng số -1,451 0,240 -6,052 0,000

LS 0,258 0,048 0,241 5,395 0,000

SP 0,152 0,053 0,126 2,845 0,005

VC 0,190 0,051 0,160 3,714 0,000

NV 0,195 0,055 0,173 3,516 0,001

MLGD 0,146 0,053 0,125 2,758 0,007

UT 0,444 0,055 0,424 8,050 0,000

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Từ kết quả bảng trên, ta thấy các yếu tố đều ảnh hưởng đến Quyết định gửi tiền vào ngân hàng BIDV do có giá trị Sig < 0,05. Từ những phân tích trên, ta có được phương trình mô tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến Quyết định gửi tiền

Trường Đại học Kinh tế Huế

vào ngân hàng BIDV như sau:

QDGT= -1,451 + 0,152SP+ 0,258LS+ 0,195NV +0,146MLGD+ 0,190VC+ 0,444UT

Từ bảng 2.17: Kết quả phân tích hồi quy đa biến cho thấy: có 6 nhân tố ảnh hưởng đến đánh giá chung công tác huy động vốn từ tiền gửi dân cư tại BIDV Thừa Thiên Huế, bao gồm: Sản phẩm (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,126); Lãi suất và phí (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,241); Đội ngũ nhân viên (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,173); Mạng lưới giao dịch (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,125); Cơ sở vật chất (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,160); và Thương hiệu và uy tín (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,424). Ta thấy, 06 yếu tố trên đều có hệ số Beta chuẩn hóa dương nên các biến này tác động cùng chiều đến đánh giá chung công tác huy động vốn từ tiền gửi dân cư tại BIDV Thừa Thiên Huế.

Mặt khác, sáu nhân tố ảnh hưởng đều có mức ý nghĩa Sig. < 0,05. Vì vậy, chúng có tác động đáng kể đến đánh giá về công tác huy động vốn từ tiền gửi dân cư tại BIDV Thừa Thiên Huế, trong đó tác động mạnh nhất là yếu tố thương hiệu và uy tín, với hệ số Beta chuẩn hóa là 0,424, yếu tố ảnh hướng yếu nhất là mạng lưới giao dịch, với hệ số Beta chuẩn hóa là 0,125.

Kết quả này đã khẳng định các giả thuyết về mối quan hệ giữa đánh giá chung về công tác huy động vốn từ tiền gửi dân cư tại BIDV Thừa Thiên Huế và các yếu tố ảnh hưởng đến công tác huy động vốn từ tiền gửi dân cư tại BIDV Thừa Thiên Huế nêu ra trong mô hình nghiên cứu (từ giả thuyết H₁đến giả thuyết H₆) được chấp nhận và kiểm định phù hợp. Như vậy có thể thấy rằng, yếu tố thương hiệu và uy tín ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định gửi tiền của dân cư vào BIDV Thừa Thiên Huế, tạo nên giá trị cốt lõi của BIDV Thừa Thiên Huế. Thương hiệu và uy tín có vai trò quết định đến sự tồn tại và phát triển của ngân hàng, đặc biệt là khi cạnh tranh trên thị trường tài chính ngân hàng ngày càng gay gắt hơn. Yếu tố ảnh hưởng yếu nhất là mạng lưới giao dịch. Qua phân tích các nhân tố trên, là cơ sở để BIDV Thừa Thiên Huế chú trọng hơn nữa việc định vị thương hiệu, với độ nhận diện cao, được quốc tế hóa và truyền tải được những giá trị độc đáo. Như vậy, dù mạng lưới giao dịch có bị hạn chế nhưng khi đã định vị được thương hiệu, tạo được niềm tin của khách hàng, thì khách hàng sẽ chủ động tìm đến ngân hàng.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư Phương sai của phần dư không đổi:

Biểu đồ 1.7. Biểu đồ P-P plot của hồi quy phần dư chuẩn hóa

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ trên, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là không đổi.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Phần dư có phân phối chuẩn:

Biểu đồ 1.8. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn

Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ trên cho ta thấy trong mô hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn = 0,972 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.

Trường Đại học Kinh tế Huế