CHƯƠNG 2: NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT
3. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn dịch vụ
3.4. Phân tích hồi quy tuyến tính
Kết quả phân 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 tính
Các giảthuyết:
H0: Các nhân tố chính không tác động đến ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.
H1: Nhân tố Thương hiệu có mối tương quan với ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.
H2: Nhân tố Lợi ích tài chính có mối tương quan với ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.
H3: Nhân tố Phương 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 tố Chiêu thị có mối tương quan với ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD VỹDạ- CN Huế.
H5: Nhân tốNhân viên có mối tương quan với ý định sửdụng dịch vụ tiền 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 mô hình
Bảng 2.12: Tóm tắt mô hình hồi quy Mô hình Giá trịR R2 R2hiệu
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 định định sửdụng dịch vụ.
Trường Đại học Kinh tế Huế
3.4.3. Kiểm định sựphù hợp của mô hình
Bảng 2.13: Kiểmđịnh sựphù hợp của mô hình 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 độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không. Ta có cặp giả thuyết:
H0: β1= β2= β3= β4= β5= β6 H1: Tồn tại ít nhất 1 hệsố β ≠ 0
Từ kết quả phân tích ANOVA, Sig. = 0,000 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0.
Do đó, sự kết hợp của các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc, nói cách khác có ít nhất một biến độc lậpảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
3.4.4. Kết quả
Trường Đại học Kinh tế Huế
phân tích hồi quyBảng 2.14: Kết quảphân tích hồi quy đa biến Mô hình Hệsố chưa 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. =0,153 đều có Sig. > 0,05 nên AH và CT không có ý nghĩa thống kê. Kết luận, Ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng VPBank PGD Vỹ Dạ - CN Huế chịu ảnh hưởng bởi 4 nhân tố:
Thương hiệu, Lợi ích tài chính,Phương tiện hữu hình, Nhân viên.
Mô hình hồi quy bội được viết lại như sau:
Y = 0,311X1+ 0,212X2+0,250X3+ 0,531X5 Giải thích các hệsố:
β1= 0,311: có nghĩa khi nhân tố Thương hiệu thay đổi 1 đơn vị khi các nhân tố khác không đổi thì ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,311đơn vị.
β2= 0,212: có nghĩa khinhân tốLợi ích tài chính thay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tốkhác khôngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,212đơn vị.
Trường Đại học Kinh tế Huế
β3= 0,250: có nghĩa khinhân tố Phương tiện hữu hìnhthay đổi 1 đơn vịkhi các nhân tốkhác khôngđổi thì ýđịnh sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,250đơn vị.
β5= 0,531: có nghĩa khi nhân tố Nhân viên thay đổi 1 đơn vị khi các nhân tố khác không đổi thì ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,531đơn vị.
Sơ đồ2.8: Mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến sý định sửdụng dịch vụtiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân
(Nguồn: Kết quảxửlí sốliệu) Nhận xét mô hình hồi quy:
Kết quả phân tích hồi quy của đề tài đã tiến hành trên, có thể nhận thấy rằng nhân tố Nhân viên là có tác động lớn nhất đến ý định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng VPBank PGD Vỹ Dạ, với hệ số beta 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.
Nhân tố Giảthuyết
kiểm định
Hệsố β chuẩn hóa
Các yếu tố khác
TH LI HH NV
H1
H3 H5 H2
0,531 0,212 0,250 0,311
Ý ĐỊNH SỬ DỤNG
DỊCH 47,5 %
52,5 %
Trường Đại học Kinh tế Huế
Tuy nhiên, các nhân tố nghiên cứu đề xuất chỉ giải thích được 47,5% đến sự biến thiên của biến Ý định sử dụng dịch vụ, mức độ tác động còn chưa cao. Nguyên nhân khách quan là do khách hàng không có nhiều thời gian đểtập trung đánh giá các nhân tố đúng cảm nhận của mình. Nguyên nhân chủ quan là kiến thức, kinh nghiệm của tác giảcòn nhiều hạn chế chưa nắm rõ.
3.5. Ý kiến đánh giá của khách hàng cá nhân vềcác nhân tố tác động đến Ý định