Trang chủ / Dịch Vụ

Rút Trích Nhân Tố “Đánh Giá Chung” Về Sự Lựa Chọn Dịch Vụ Tiền Gửi Tiết Kiệm.


lắng nghe khách hàng





Tôi thấy nhân viên thực hiện

nghiệp vụ chính xác và đáng tin cậy

20.93

6.398

0.623

0.827

Người thân tác động: Cronbach's Alpha = 0.818

Người thân quen giới thiệu,

khuyên tôi sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng

6.52

2.932

0.667

0.756

Nhân viên tư vấn khuyến khích

tôi nên gửi tiền tiết kiệm tại ngân hàng

7.13

2.490

0.681

0.749

Những người đã dùng khuyên

tôi sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng

6.78

2.965

0.679

0.746

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 142 trang tài liệu này.

Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng thương mại cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - chi nhánh Thừa Thiên Huế - 10

Ta thấy tất cả các biến trong thang đo đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 và hệ số Cronbach’s Alpha của các biến đều lớn hơn 0.6 nên tất cả các biến đều được giữ lại vì chúng đảm bảo độ tin cậy của thang đo.

2.2.3.2. Rút trích nhân tố “Đánh giá chung” về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm.

Tôi đã tiến hành đánh giá chung khách hàng về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kệm thông qua 3 biến quan sát và từ các biến quan sát đó, tôi cũng tiến hành phân tích nhân tố khám phá. Nhằm kiểm tra xem độ phù hợp của dữ liệu để tiến hành phân tích nhân tố tôi đã sử dụng chỉ số KMO và kiểm định Barlett. Kết quả cho chỉ số KMO là 0,722 (lớn hơn 0,5) và kiểm định Barlett cho giá trị p-value bé hơn mức ý nghĩa 0,05 nên dữ liệu thu thập được đáp ứng được điều kiện.( phụ lục 6)


Bảng 2.15: Hệ số tải của nhân tố sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm


SỰ LỰA CHỌN DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM

Hệ số

tải

Sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng mang lại nhiều lợi ích cho tôi.

0.864

Tôi mong muốn sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng

0.860

Tôi nghĩ rằng những người quan trọng với tôi khuyến khích tôi sử dụng dịch vụ

tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng

0.857

Kết quả phân tích nhân tố khám phá rút trích ra được một nhân tố, nhân tố này được tạo ra từ các biến quan sát nhằm rút ra kết luận về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm. Nhân tố được rút trích có hệ số Eigenvalue là 2.221 (lớn nhiều so với mức Eigenvalue tiêu chuẩn là 1) vì thế các biến quan sát này có thể tạo nên được một nhân tố. Nhân tố này được gọi tên là nhân tố “Sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm” của khách hàng tại ngân hàng BIDV. Kết quả kiểm định định độ tin cậy thang đo của nhóm biến quan sát này cho chỉ số Cronbach’s Alpha là 0.816 (lớn hơn 0.6) nên có đủ độ tin cậy để có thể sử dụng trong quá trình phân tích.

2.2.4. Định lượng vai trò của các nhân tố rút trích đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng yếu tố, tôi tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi quy đa biến ( mô hình hồi quy bội). Tôi muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố trên đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV bằng phân tích hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích.

Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM”, các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau:

SDDV = β0 + β1YTNV + β2CTKM+ β3UTTH + β4NTTĐ+ β5 LS + β6YTTL

Trong đó:

- SDDV: Giá trị của biến phụ thuộc là sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm.

- YTNV: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là yếu tố nhân viên.


- CTKM: Giá trị của biến độc lập thứ hai là chương trình khuyến mãi.

- UTTH: Giá trị của biến độc lập thứ ba là uy tín thương hiệu.

- NTTĐ: Giá trị của biến độc lập thứ ba là người thân tác động.

- LS: Giá trị của biến độc lập thứ ba là lãi suất.

- YTTL: Giá trị của biến độc lập thứ ba là yếu tố tiện lợi.

Các giả thuyết:

H0: Các nhân tố chính không có mối tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H1: Nhân tố “YTNV” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H2: Nhân tố “CTKM” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H3: Nhân tố “UTTH” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H4: Nhân tố “NTTĐ” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H5: Nhân tố “LS” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

H6: Nhân tố “YTTL” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng.

Trước khi tiến hành hồi quy các nhân tố độc lập với nhân tố “SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM”, tôi đã tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến. Sơ bộ có thể kết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc. Ngoài ra hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều bằng 0; Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation fator) đều nhỏ hơn 10, do vậy, khẳng định rằng mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng Đa cộng tuyến.

Từ kết quả các bảng dưới đây, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p – value (Sig.) < 0.05, chứng tỏ là mô hình phù hợp và cùng với đó là R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,558; có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 55.8% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích ở mức khá cao.


Bảng 2.16: Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV

Model Summaryb


Mode l

R

R Square

Adjusted R Square

Std. Error of the Estimate

Durbin- Watson

1

.759(a)

.577

.558

.66468809

1.896

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)


Bảng 2.17: Phân tích ANOVA


ANOVAb


Mô hình

Tổng bình phương


Df

Trung bình bình phương


F


Sig.


1

Hồi quy

83.030

6

13.838

31.322

.000(a)

Số dư

60.970

138

.442



Tổng

144.000

144




a. Các yếu tố dự đoán: (hằng số), TĐNV, QCKM, UTTH, NTTĐ,

LS, YTTL.

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)

Ngoài ra, Hệ số tương quan dưới đây cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả các nhân tố đều cho kết quả p – value (Sig.) < 0,05; điều này chứng tỏ rằng có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 đối với các nhân tố này, hay các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 được chấp nhận ở mức ý nghĩa là 95%.


Bảng 2.18: Hệ số tương quan



Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá

Hệ số hồi

quy chuẩn hoá


T


Sig.

B

Std. Error

Beta


1

Hằng số

9.870E-017

.055


.000

1.000

Yếu tố nhân viên

.345

.055

.345

6.227

.000

Chương trình khuyến mãi

.295

.055

.295

5.327

.000

Người thân tác động

.420

.055

.420

7.576

.000

Lãi suất

.328

.055

.328

5.924

.000

Yếu tố tiện lợi

.272

.055

.272

4.905

.000

Uy tín thương hiệu

.114

.055

.114

2.055

.042

Biến phụ thuộc: SỬ DỤNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM



(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Từ những phân tích trên, ta thấy 6 biến đều có giá trị Sig. < 0.05. Vì vậy ta có được phương trình mô tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch

vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân.

SDDV = 9.870E-017 + 0.345YTNV + 0.295CTKM + 0.420NTTD

+ 0.3280LS + 0.272YTTL + 0.114UTTH

Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV ta có thể nhận thấy hệ số β1 = 0,345 có nghĩa là khi Nhân tố 1 thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không đổi thì làm cho sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng biến động cùng chiều 0,345 đơn vị. Đối với Nhân tố 2 có hệ số β2 = 0,295 cũng có nghĩa là Nhân tố 2 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,295 đơn vị. Đối với Nhân tố 3 có hệ số β3 = 0,420 cũng có nghĩa là Nhân tố 3 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,420 đơn vị. Đối với Nhân tố 4 có hệ số β4 = 0,328 cũng có nghĩa là Nhân tố 4 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,328 đơn vị. Đối với Nhân tố 5 có hệ số β5 = 0,272 cũng có nghĩa là Nhân tố 5 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,272 đơn vị. Đối với Nhân tố 6 có hệ


số β6 = 0,114 cũng có nghĩa là Nhân tố 6 thay đổi 1 đơn vị thì sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,114 đơn vị.

Như vậy, dựa trên kết quả phân tích hổi quy đã tiến hành như ở trên, có thể nhận thấy rằng nhân tố “Người thân tác động” có tác động lớn nhất đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kệm của khách hàng , với hệ số β3 = 0,420. Nhận xét về hiện tượng này, khi khách hàng lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kệm thì họ thường tham khảo ý kiến của người thân, họ tin tưởng, có niềm tin từ đó mới chắc chắn gửi tiền tiết kiệm vào ngân hàng. Tiếp theo là nhân tố “ Yếu tố nhân viên”, thứ ba là nhân tố “Lãi suất”. Trong cuộc sống hiện nay, với dịch vụ tiền gửi, với thái độ nhân viên nhiệt tình chu đáo sẽ tạo cho khách hàng cảm thấy thoải mái khi giao dịch. Với một mức lãi suất phù hợp sẽ gia tăng lượng tiền gửi của khách hàng vào ngân hàng thay vì họ sẽ đầu tư vào một lĩnh vực kinh doanh khác.


NHÂN TỐ

GIẢ THUYẾT KIỂM ĐỊNH

HỆ SỐ β

CÁC YẾU TỐ KHÁC


YTNV CTKM NTTĐ

LS

H1 H2 H3

H2

0,345

0,295


0,420

57.7%

0,328

YTTL

H2

0,272

UTTH

H2

0,114

42.3%

SỰ LỰA CHỌN DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM


Sơ đồ 2.2: Mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)

2.2.5. Kiểm định One Sample T-Test, Kiểm định One-Way ANOVA

2.2.5.1. Mô tả sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng thông qua giá trị trung bình các nhóm nhân tố đã được rút trích

Để có được những đánh giá về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng, tôi đã tiến hành phân tích giá trị trung bình của từng nhóm nhân tố đã rút trích được trong phần trên. Qua kết quả thống kê, có thể thấy rằng tùy vào từng yếu tố của


các nhóm ảnh hưởng mà mức độ đánh giá của khách hàng khác nhau. Vì vậy, để có kết luận chính xác hơn, sử dụng các kiểm định One Sample T-Test, Kiểm định One-Way ANOVA để có thể đánh giá cụ thể từng thành phần trong thang đo.

2.2.5.2. Kiểm định One Sample T-test đối với nhóm nhân tố tác động đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV chi nhánh Huế

Trước khi tiến hành kiểm định One Sample t-Test thì tôi đã kiểm tra những giả định cần thiết để có thể sử dụng kiểm định One Sample t-Test đó là:

+ Mẫu được chọn phải ngẫu nhiên.

+ Mẫu phải có phân phối chuẩn hoặc xấp xỉ phân phối chuẩn.

Dựa theo “Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS” của Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, thì với số lượng mẫu lớn hơn 30 là biến quan sát đã xấp xỉ chuẩn. Trong các nghiên cứu gần đây, có một số nhà khoa học cho rằng, mẫu điều tra phải đảm bảo lớn hơn 100 mẫu thì mới coi là xấp xỉ chuẩn. Riêng trong nghiên cứu này, số mẫu mà tôi tiến hành thu thập được hợp lệ là 145 > 100. Do đó, có thể kết luận, dữ liệu dùng để tiến hành kiểm định One Sample T-test là hợp lệ.

Bảng 2.19: Kiểm định One Sample T-Test đối với thang đo “Yếu tố nhân viên”


Biến quan sát

Giá trị trung bình

Giá trị kiểm định

Sig.

(2-tailed)

T

Tôi cho rằng thái độ phục vụ của

nhân viên chu đáo, tận tình.

4.27

4

0.000

5.081

Tôi thấy nhân viên giải quyết vấn

đề nhanh chóng, hiệu quả.

4.19

4

0.000

3.848

Tôi cho rằng phong cách làm việc

của nhân viên chuyên nghiệp

4.05

4

0.444

0.767

Tôi thấy nhân viên giải đáp tư vấn, thắc mắc đầy đủ và rõ rang

4.21

4

0.000

4.190

Tôi nhận thấy nhân viên biết lắng nghe khách hàng

4.21

4

0.000

3.743

Tôi thấy nhân viên thực hiện

nghiệp vụ chính xác và đáng tin cậy

4.12

4

0.035

2.134

(Nguồn xử lý số liệu SPSS)

Giả thiết:


H0: µ = 4

H1: µ ≠ 4

Theo kết quả kiểm định ta thấy tiêu chí “Tôi cho rằng phong cách làm việc của nhân viên chuyên nghiệp” và tiêu chí “Tôi thấy nhân viên thực hiện nghiệp vụ chính


xác và đáng tin cậy” có mức ý nghĩa > 0.05, không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Khách hàng đồng ý với tiêu chí này.

Còn lại các tiêu chí khác của thang đo này đều có mức ý nghĩa bé hơn 0.05, có thể bác bỏ giả thuyết H0 với tất cả các thang đo. Giá trị t quan sát nhỏ hơn 0 đủ cơ sở để kết luận rằng, các tiêu chí này có giá trị trung bình lớn hơn 4. Khách hàng “đồng ý” với các tiêu chí này.

Bảng 2.20: Kiểm định One Sample T-Test đối với thang đo “Chương trình khuyến mãi”


Biến quan sát

Giá trị

trung bình

Giá trị kiểm định

Sig.

(2-tailed)

T

Tôi thấy ngân hàng có nhiều

chương trình khuyến mãi đối với dịch vụ gửi tiền tiết kiệm


3.73

4

0.000

-4.564

Tôi cho rằng các chương trình

khuyến mãi hấp dẫn và độc đáo

3.50

4

0.000

-7.658

Cam kết đúng với chương trình

khuyến mãi

3.74

4

0.000

-4.660

Tôi có thể dễ dàng tiếp cận thông

tin về chương trình khuyến mãi.

3.93

4

0.346

-0.945

(Nguồn xử lý số liệu SPSS)

Giả thiết:


H0: µ = 4

H1: µ ≠ 4


Tiêu chí “Tôi có thể dễ dàng tiếp cận thông tin về chương trình khuyến mãi” có giá trị Sig. lớn hơn 0.05, điều đó chứng tỏ chưa đủ cơ sở để bác bỏ H0, khách hàng đồng ý với tiêu chí được đưa ra này. Các tiêu chí của thang đo chương trình khuyến mãi còn lại đều có mức ý nghĩa bé hơn 0.05 điều đó chứng tỏ có thể bác bỏ giả thuyết H0 với tất cả các thang đo. Giá trị t quan sát bé hơn 0 đủ cơ sở để kết luận rằng, các tiêu chí của thành phần chương trình khuyến mãi có giá trị trung bình bé hơn 4. Khách hàng “ không đồng ý” với các tiêu chí thành phần chương trình khuyến mãi. Sự cạnh

..... Xem trang tiếp theo?
⇦ Trang trước - Trang tiếp theo ⇨

Ngày đăng: 16/05/2023