2.2.3. Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân, kết hợp đánh giá độ tin cậy và giá trị của thang đo sau khi tiến hành rút trích nhân tố
2.2.3.1. Rút trích các nhân tố chính ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân
Trước khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá nhằm rút trích các nhân tố tác động đến sự lựa chọn dịch vụ gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Quân đội Chi nhánh Huế từ các biến quan sát, tôi tiến hành kiểm định sự phù hợp của dữ liệu thông qua hai đại lượng là chỉ số Kaiser - Meyer - Olkin (KMO) và kiểm định Barlett. Điều kiện để số liệu phù hợp với phương pháp phân tích nhân tố khám phá là giá trị KMO từ 0,5 trở lên và kiểm định Barlett cho kết quả p-value bé hơn mức độ ý nghĩa 0,05. Từ dữ liệu thu thập được, tôi đã tiến hành phân tích nhân tố khám phá.
Kiểm định Barlett được tính toán dựa trên đại lượng Chi – bình phương và được ra quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0 căn cứ trên mức ý nghĩa p-value của kiểm định. Ở đây giá trị p-value = 0,000 cho phép ta an toàn bác bỏ giả thuyết H0 (H0: Phân tích nhân tố không phù hợp với dữ liệu). Chỉ số KMO = 0,894 rất gần 1 cho thấy độ phù hợp của mô hình cao.
Bảng 2.9 : Kết quả kiểm định KMO
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0,894 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 1,570E3 |
Df | 190 | |
Sig. | 0,000 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Quá Trình Hình Thành Và Phát Triển Của Ngân Hàng Tmcp Quân Đội -
Tình Hình Kết Quả Kinh Doanh Của Mb Huế Giai Đoạn 2009 - 2011 -
Sự Lựa Chọn Của Khách Hàng Về Các Mức Kỳ Hạn Gửi Tiết Kiệm -
Mô Hình Hồi Quy Các Nhân Tố Tác Động Đến Sự Lựa Chọn Dịch Vụ Tiền Gửi Tiết Kiệm Tại Ngân Hàng Của Khách Hàng Cá Nhân -
Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm ngân hàng của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Quân đội chi nhánh Huế - 10 -
Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm ngân hàng của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Quân đội chi nhánh Huế - 11
Xem toàn bộ 96 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Để xác định số lượng nhân tố, trong nghiên cứu này tôi sử dụng 2 tiêu chuẩn:
- Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eigenvalue. Giá trị Eigenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ có nhân tố nào có Eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria): Phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích không được nhỏ hơn 50%.
Bảng 2.10: Tổng biến động được giải thích
Initial Eigenvalues | Rotation Sums of Squared Loadings | |||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 7,887 | 39,437 | 39,437 | 3,710 | 18,550 | 18,550 |
2 | 1,994 | 9,971 | 49,408 | 3,587 | 17,935 | 36,484 |
3 | 1,381 | 6,906 | 56,314 | 2,234 | 11,170 | 47,654 |
4 | 1,089 | 5,447 | 61,761 | 2,060 | 10,300 | 57,954 |
5 | 1,039 | 5,197 | 66,958 | 1,801 | 9,003 | 66,958 |
6 | 0,830 | 4,151 | 71,109 | |||
7 | 0,745 | 3,724 | 74,833 | |||
8 | 0,674 | 3,369 | 78,202 | |||
9 | 0,596 | 2,982 | 81,184 | |||
10 | 0,532 | 2,660 | 83,844 |
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Dựa theo bảng trên, tổng phương sai trích là 66,958% > 50%, do đó, phân tích
nhân tố là phù hợp.
Như vậy, sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, số biến quan sát được giữ lại là 20 biến quan sát, so với 22 biến quan sát theo như lúc đầu trước khi phân tích EFA thì tôi đã loại bỏ đi 2 biến do có hệ số tải nhỏ thua 0,5 hoặc hệ số tải lớn hơn 0,5 tuy nhiên lại xuất hiện tại cả 2 nhân tố nên không rõ xu hướng. Trình tự tiến hành loại các biến quan sát được giải thích như sau:
Sau khi xoay nhân tố lần 1, loại 1 biến quan sát sau:
Những nhân viên tư vấn khuyến khích tôi nên gửi tiết kiệm tại Ngân hàng (Do hệ số tải nhân tố bé hơn 0,5).
Sau khi xoay nhân tố lần 2, loại 1 biến quan sát sau:
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng làm tăng hiệu quả chi tiêu của tôi (Do không rõ xu
hướng).
Sau khi xoay nhân tố lần 2, tất cả các biến quan sát đều đáp ứng tốt các điều kiện
để tiến hành phân tích.
Năm nhân tố được xác định trong Bảng 2.11 có thể được mô tả như sau:
- Nhân tố 1: Bao gồm 6 biến quan sát, thể hiện sự đánh giá hay niềm tin của khách hàng đối với những lợi ích khi tham gia dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng. Các biến quan sát đánh giá các lợi ích khi gửi tiền tiết kiệm tại Ngân hàng thông qua sự đánh giá về việc giúp cho khách hàng lập được một kế hoạch chi tiêu tối ưu, làm sinh lời tài sản của khách hàng, phòng chống rủi ro lạm phát… Chính các yếu tố này đã cấu thành nhân tố “Lợi ích của dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng” và có sự ảnh hưởng lớn nhất đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng.
Khách hàng dù chọn bất cứ một hình thức đầu tư nào thì ưu tiên hàng đầu vẫn là lợi nhuận và sự an toàn đối với khoản đầu tư đó, cũng như các lợi ích mà khoản đầu tư mạng lại. Do đó việc nhân tố “Lợi ích của dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng” tác động mạnh nhất đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm cũng là điều dễ lý giải. Điều này không chỉ đúng đối với hình thức gửi tiết kiệm mà còn đúng với hầu hết các khoản đầu tư khác. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa. Kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha của các biến quan sát trong nhân tố này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0,870 (lớn hơn 0,6) và việc xóa các biến sẽ làm giảm độ tin cậy của nhân tố vì thế các biến quan sát trong nhân tố đều được sử dụng.
- Nhân tố 2: Bao gồm 6 biến quan sát phản ánh về “Khả năng tiếp cận dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng” của khách hàng cá nhân, các biến quan sát trong nhân tố này chủ yếu đề cập đến sự liên quan của khách hàng cá nhân đối với Ngân hàng, sự dễ dàng của khách hàng khi tiếp Ngân hàng hay tìm kiếm thông tin về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng, sự nhanh chóng của thủ tục gửi tiết kiệm. Qua kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo, hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm biến quan sát là 0,881 vì thế mà nhân tố này đủ độ tin cậy để sử dụng trong việc phân tích.
Bảng 2.11: Hệ số Cronbach’s Alpha và hệ số tải sau khi phân tích nhân tố
% biến động giải thích được | Cronbac h's Alpha | Hệ số tải | |
1.Lợi ích của dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 18,550 | 0,870 | |
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng giúp tôi lập kế hoạch chi tiêu tối ưu | 0,800 | ||
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng làm sinh lời tài sản của tôi | 0,774 | ||
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng là an toàn tuyệt đối | 0,774 | ||
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng cho phép tôi chủ động trong các kế hoạch chi tiêu | 0,724 | ||
trong tương lai | |||
Khả năng hạn chế rủi ro lạm phát của gửi tiết kiệm tại Ngân hàng rất hiệu quả | 0,666 | ||
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng góp phần hạn chế rủi ro lạm phát | 0,663 | ||
2.Khả năng tiếp cận dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của Ngân hàng | 17,935 | 0,881 | |
Tôi dễ dàng tiếp cận được các Ngân hàng mà tôi muốn đến | 0,842 | ||
Ngân hàng có liên quan đến công việc của tôi | 0,786 | ||
Ý kiến của những người tôi quen biết quan trọng đối với quyết định của tôi | 0,702 | ||
Sự chủ động của nhân viên tư vấn giúp tôi dễ dàng quyết định | 0,655 | ||
Thủ tục gửi tiết kiệm đơn giản và nhanh chóng | 0,622 | ||
Tôi dễ dàng tìm được thông tin về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,582 | ||
3.Ảnh hưởng của người thân | 11,170 | 0,789 | |
Bạn bè, đồng nghiệp tôi khuyên tôi nên gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,813 | ||
Chồng (vợ) tôi mong muốn tôi gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,790 | ||
Bố mẹ tôi khuyên tôi nên gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,706 | ||
4.Ảnh hưởng từ phía Ngân hàng | 10,300 | 0,612 | |
Ngân hàng thường xuyên có những chương trình khuyến mãi | 0,783 | ||
Uy tín của Ngân hàng giúp tôi cảm thấy an tâm hơn trong việc gửi tiết kiệm | 0,627 | ||
Ngân hàng cung cấp thêm các dịch vụ giá trị gia tăng khác khi gửi tiết kiệm | 0,561 | ||
5.Sự an toàn và tác động của những người có kinh nghiệm | 9,003 | 0,638 | |
Tôi nghĩ rằng các khoản tiền gửi tại Ngân hàng sẽ được an toàn | 0,771 | ||
Những người có kinh nghiệm khuyên tôi nên gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,690 | ||
Tổng phương sai trích= 66,958 | |||
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
- Nhân tố 3: Bao gồm 5 biến quan sát đề cập đến sự tác động đến khách hàng trong việc lựa chọn dịch vụ gửi tiền tiết kiệm từ bạn bè, người thân của khách hàng. Trong việc lựa chọn các kênh để đâu tư, thì việc tham khảo ý kiến của bạn bè, đồng nghiệp hay người thân là việc thường làm của khách hàng, điều này sẽ giúp cho khách hàng có những quyết định chính xác hơn. Nhân tố này có hệ số Cronbach’s Alpha là 0,789 lớn hơn 0,6 nên đàm bảo độ tin cậy thang đo để có thể phân tích.
- Nhân tố 4: Bao gồm 3 biến quan sát, là những đánh giá của khách hàng về ”Tác động từ phía Ngân hàng” chẳng hạn như các chương trình khuyến mãi của Ngân hàng, uy tín của Ngân hàng hay là các dịch vụ giá trị gia tăng mà Ngân hàng cung cấp thêm cho khách hàng khi khách hàng sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm. Điều này ảnh hưởng đến việc lựa chọn của khách hàng, hiển nhiên, ngoài giới thiệu của người thân, thì việc các Ngân hàng cung cấp nhiều dịch vụ tiện ích và có nhiều chương trình khuyến mãi cùng với uy tín tốt, thì việc thu hút khách hàng gửi tiền không phải là điều quá khó khăn. Hệ số Cronbach’s Alpha của nhân tố này có kết quả là 0,612
- Nhân tố 5: Đây là nhân tố cuối cùng khi tiến hành rút trích, bao gồm 2 biến quan sát đề cập đến đánh giá sự an toàn khi gửi tiền tại khách hàng và ảnh hưởng của những người có kinh nghiệm đã từng sử dụng dịch vụ. Việc so sánh mức độ an toàn của kênh gửi tiết kiệm, cũng như lời khuyên hay ý kiến của những người có kinh nghiệm trong lĩnh vực này cũng tác động không nhỏ tới việc lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng. Hệ số Cronbach’s Alpha của nhân tố này có kết quả là 0,638.
2.2.3.2. Rút trích nhân tố “Đánh giá chung” về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân
Bảng 2.12 : Kiểm định KMO và Bartlett’s Test biến “Đánh giá chung”
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0,763 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 172,505 |
Df | 6 | |
Sig. | 0,000 | |
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Tôi đã tiến hành đánh giá chung khách hàng về sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng thông qua 5 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 0,763 (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.
Bảng 2.13 : Hệ số tải của nhân tố sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm
Hệ số tải | |
Gửi tiết kiệm tại Ngân hàng là phương án tích trữ tài sản hữu ích | 0,532 |
Tôi nghĩ rằng gửi tiết kiệm tại Ngân hàng là phương án tiết kiệm phù hợp với tôi | 0,650 |
Tôi nghĩ rằng những người quan trọng với tôi khuyến khích tôi nên gửi tiết kiệm | 0,580 |
Tôi mong muốn gửi tiết kiệm tại Ngân hàng | 0,645 |
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) 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 tại Ngân hàng. Nhân tố được rút trích có hệ số Eigenvalue là 2,408 (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 “Sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm” của khách hàng tại Ngân hàng. Kết quả kiểm định định độ tin cậy thang đo của nhóm biến quan sát này cho chỉ số Cronbach’s Alpha là 0,774 (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 tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân
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 mà tôi 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 tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân 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 “SỰ LỰA CHỌN 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:
SLC = β0 + β1LI + β2KNTC + β3AHNT + β4AHNH + β5AT_NKN
Trong đó:
- SLC: Giá trị của biến phụ thuộc là sự lựa chọn dịch vụ gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
- LI: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là lợi ích của dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng.
- KNTC: Giá trị của biến độc lập thứ hai là khả năng tiếp cận dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của Ngân hàng.
- AHNT: Giá trị của biến độc lập thứ ba là ảnh hưởng của người thân đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
- AHNH: Giá trị của biến độc lập thứ tư là ảnh hưởng của Ngân hàng đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
- AT_NKN: Giá trị của biến độc lập thứ năm là sự an toàn và tác động của người có kinh nghiệm đến sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố chính không có mối tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
H1: Nhân tố “LI” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
H2: Nhân tố “KNTC” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
H3: Nhân tố “AHNT” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
H4: Nhân tố “AHNH” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
H5: Nhân tố “AT_NKN” có tương quan với sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân.
Trước khi tiến hành hồi quy các nhân tố độc lập với nhân tố “SỰ LỰA CHỌN DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM”, tôi đã tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến. Kết quả kiểm tra cho thấy “Hệ số tương quan” giữa biến phụ thuộc với các nhân tố cao nhất là 0,509 (thấp nhất là 0,147). 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 0,585; có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 58,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích ở mức khá cao.
Bảng 2.14 : Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng sự lựa chọn dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng của khách hàng cá nhân
R | R2 | R2 hiệu chỉnh | Std. Error of the Estimate | |
1 | 0,773(a) | 0,598 | 0,585 | 0,64182591 |
a. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), LI, KNTC, AHNT, AHNH, AN_NKN | ||||
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)