Từ kết quả phân tích EFA và Cronbach Anpha như trên, mơ hình nghiên cứu lý thuyết chính thức điều chỉnh gồm 6 nhân tố tác động đến sự trung thành của khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB tại một số ngân hàng khu vực TPHCM. Cụ thể, mơ hình
này cĩ 7 biến thành phần, trong đĩ cĩ sáu biến độc lập: Chất lượng Dịch vụ, Chất
lượng Phục vụ, Danh tiếng, Thĩi quen, Giá trị Nhận thức và Sự tin cậy và một biến
phụ thuộc: Sự Trung thành khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB, trong đĩ nhân tố chất lượng do cĩ sự phân nhĩm thành 2 bộ phận riêng biệt trong mơ hình mới , tuy nhiên bản chất khơng thay đổi trong khái niệm về dịch vụ.
Hình 4.1: Mơ hình chính thức mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến sự trung thành của KH
khi sử dụng dịch vụ IB tại TPHCM CHẤT LƯỢNG PHỤC VỤ DANH TIẾNG THĨI QUEN GIÁ TRỊ CẢM NHÂN CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ
Sự Trung thành của KH khi dùng DV IB tại Ngân hàng TPHCM H1CT H2CT H3CT H4CT H5CT SỰ TIN CẬY H6CT
62 4.3 Kiểm định mơ hình hồi qui tuyến tính bội
4.3.1Phân tích mơ hình lần 1
4.3.1.1 Mơ hình lần 1: Phương trình hồi quy tuyến tính biểu diễn mối quan hệ giữa 06 nhân tố tác động (biến độc lập) và sự trung thành của khách hàng khi dùng IB (biến phụ thuộc) cĩ dạng như sau:
LOY = β0 + b1*CLDV + b2*CLPV+ b3*DT+ b4*TQSD+ b5*GTCN + b6*STC
4.3.1.2 Phân tích mơ hình hồi qui tuyến tính đa biến lần 1
Nghiên cứu thực hiện chạy hồi quy tuyến tính đa biến với phương pháp đưa vào một lượt (phương pháp Enter), trong đĩ:
− LOY: biến phụ thuộc.
o Thang đo của nhân tố này từ 1 đến 5 theo mức độ cảm nhậ của khách hàng.
o Biến LOY gồm 05 biến quan sát là: STT1, STT2, STT3,STT4,STT5; − Các biện độc lập gồm 6 biến: CLDV, CLPV, DT, TQSD, GTCN, STC; − β0: hằng số tự do; các bi : hệ số bê ta chuẩn hố
Nhận xét: theo bảng 4.13, khi xét tstat và tα/2 của các biến để đo độ tin cậy thì các biến độc lập CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC đều đạt yêu cầu do tstat > tα/2(6,332) = 1.966 (nhỏ nhất là 3.235) và các giá trị Sig. thể hiện độ tin cậy khá cao, đều < 0.05. Tuy nhiên, biến GTC lại khơng đạt ở cả hai tiêu chuẩn: tstat = 0.93 < tα/2(6, 332) =1.966 và Sig = 0.93 > 0.05, thể hiện độ tin cậy kém. Giải thích cho vấn đề này thì tương đối hợp hợp lý tại Việt Nam do khách hàng sử dụng IB hiện nay đã được các ngân hàng thương mại khuyến khích sử dụng dịch vụ cĩ mức phí khá thấp, cĩ ngân hàng cịn cho sử dụng miển phí và bán kèm theo sản phẩm dịch vụ khác, ngồi ra dịch vụ IB của các ngân hàng Việt Nam hầu như chưa thanh tốn liên kết với các nhà cung cấp dịch vụ hàng hố khác cho nên chất lượng cảm nhận từ Khách hàng đối với dịch vụ IB hiện nay khơng cao. Do đĩ, việc loại nhân tố Chất lượng Nhận thức là cần thiết để phân tích mơ hình hồi quy đa biến lần 2.
63
Bảng 4.13: Thơng số thống kê trong mơ hình hồi qui bằng phương pháp Enter lần 1
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hĩa Hệ số
chuẩn hĩa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF (Hằng số) 0.762 0.141 5.419 0 CLDV 0.108 0.025 0.166 4.281 0 0.777 1.288 CLPV 0.23 0.029 0.311 7.8 0 0.732 1.366 DT 0.229 0.03 0.295 7.521 0 0.759 1.317 TQSD 0.087 0.027 0.131 3.235 0 0.709 1.411 GTC 0.002 0.024 0.003 0.091 0.93 0.992 1.008 STC 0.121 0.02 0.229 6.053 0 0.816 1.226
Biến phụ thuộc: LOY
4.3.2Phân tích mơ hình hồi qui tuyến tính bội lần 2
4.3.2.1 Mơ hình lần 2
Sau khi tiến hành loại nhân tố Giá trị cảm nhân (GTC), phương trình hồi quy tuyến tính biểu diễn mối quan hệ giữa các nhân tố tác động và sự trung thành của khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB tại TPHCM cĩ dạng như sau:
LOY = β0 + b1*CLDV + b2*CLPV+ b3*DT+ b4*TQSD+ b5*STC
Ta tiếp tục sử dụng phương pháp đưa vào một lượt (Enter) để phân tích hồi qui giữa biến phụ thuộc (LOY) và các biến độc lập (CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC)
4.3.2.2 Kiểm tra các giả định mơ hình hồi quy
Kiểm tra các giả định sau:
− Phương sai của sai số (phần dư) khơng đổi. − Các phần dư cĩ phân phối chuẩn.
− Khơng cĩ mối tương quan giữa các biến độc lập.
Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng khơng đáng tin cậy nữa [3].
a. Kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) khơng đổi
Bảng 4.14: Bảng kiểm định giả định phương sai của sai số
Kiểm định phương sai Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch
chuẩn N
Giá trị dự báo đã được chuẩn hĩa -3.701 3.164 .000 1.000 339
64
Để kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) khơng đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của phần dư đã được chuẩn hĩa (Standardized Residual) và giá trị dự báo đã được chuẩn hĩa (Standardized predicted value). Hình 4.2 cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi khơng đổi. Điều này cĩ nghĩa là phương sai của phần dư khơng đổi.
Hình 4.2: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đốn và phần dư từ hồi qui
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
65
66
b. Kiểm tra giả định các phần dư cĩ phân phối chuẩn
Phần dư cĩ thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều để phân tích (Hồng Trọng - Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hĩa) được sử dụng để kiểm tra giả định này.
Hình 4.4: Đồ thị Histogram của phần dư – đã chuẩn hĩa
Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư cho thấy, phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean lệch với 0 vì số quan sát khá lớn, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.993). Điều này cĩ nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Kiểm định Durbin Watson = 1.729 (bảng 4.16) trong khoảng [1 < D < 3] nên khơng cĩ hiện tượng tương quan của các phần dư [5].
67
Bảng ma trận tương quan (Bảng 4.15) cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC với biến phụ thuộc LOY khá cao và tương quan cùng chiều.
Bảng 4.15: Ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập
LOY CLDV CLPV DT TQSD STC Pearson Correlation LOY 1.000 .486 .600 .562 .505 .499 CLDV .486 1.000 .396 .313 .340 .262 CLPV .600 .396 1.000 .325 .361 .352 DT .562 .313 .325 1.000 .436 .249 TQSD .505 .340 .361 .436 1.000 .335 STC .499 .262 .352 .249 .335 1.000 Sig. (1-tailed) LOY . .000 .000 .000 .000 .000 CLDV .000 . .000 .000 .000 .000 CLPV .000 .000 . .000 .000 .000 DT .000 .000 .000 . .000 .000 TQSD .000 .000 .000 .000 . .000 STC .000 .000 .000 .000 .000 . N LOY 339 339 339 339 339 339 CLDV 339 339 339 339 339 339 CLPV 339 339 339 339 339 339 DT 339 339 339 339 339 339 TQSD 339 339 339 339 339 339 STC 339 339 339 339 339 339
Hệ số tương quan của biến phụ thuộc với từng biến độc lập dao động từ 0.486 đến 0.600. Trên thực tế, với mức ý nghĩa 1%, giả thuyết hệ số tương quan của tổng thể bằng 0 bị bác bỏ. Điều này cĩ nghĩa là trong tổng thể, tồn tại mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc Sự trung thành (LOY) với các biến độc lập: CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC. Xét mối tương quan giữa các biến độc lập, hệ số dao động từ 0.26 đến 0.436 nên trong tổng thể với mức ý nghĩa 5% thì cĩ tồn tại mối tương quan yếu đến trung bình giữa các biến độc lập. Vấn đề này sẽ được xem xét kỹ lưỡng vai trị của các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến.
4.3.2.3 Kiểm định mơ hình hồi qui tuyến tính đa biến lần 2
a. Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến lần 2 Bảng 4.16 cho thấy, giá trị hệ số tương quan R = 0.783 > 0.5, đây là mơ hình thích hợp Bảng 4.16 cho thấy, giá trị hệ số tương quan R = 0.783 > 0.5, đây là mơ hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
68
Ngồi ra, giá trị hệ số R2 là 0.613, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 61.3%. Nĩi cách khác, 61.3% sự trung thành của khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB tại TPHCM là do mơ hình hồi quy giải thích. Các phần cịn lại: 100% -61.3%= 38.7% là do sai số và các nhân tố khác
Bảng 4.16: Bảng thơng số của mơ hình hồi qui tuyến tính đa biến lần 2
Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê thay đổi
Hệ số Durbin- Watson Hệ số R2 sau khi đổi Hệ số F khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số Sig. F sau khi đổi
1 .783a .613 .608 .31467 .613 105.650 5 333 .000 1.729 a. Biến độc lập: STC, DT, CLDV, CLPV, TQSD
b. Biến phụ thuộc: LOY
Điểm khác biệt này cũng cĩ thể được giải thích do mơ hình nghiên cứu khơng tập trung vào những giá trị và đặc tính cá nhân của khách hàng cũng như tâm lý, tính cách... Vì vậy, các giá trị biến quan sát trong nghiên cứu chỉ cĩ thể giải thích cho 61.3% sự trung thành của khách hàng khi sử dụng IB của các ngân hàng tại TPHCM.
b. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính đa biến lần 2
Kiểm định F về tính phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Điều này cho chúng ta biết biến phụ thuộc cĩ tương quan tuyến tính với tồn bộ biến độc lập hay khơng. Để kiểm tra tính phụ hợp của mơ hình ta cầ đặt giả thuyết H0 là: β0 = b1 = b2 = b3 = b4 = b5 = 0 và tiến hành kiểm định tham số F và giá trị của sig.
Bảng 4.17: Kiểm định tính phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến lần 2
Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình
bình phương F Sig.
1
Hồi qui 52.307 5 10.461 105.650 .000b
Phần dư 32.973 333 .099
Tổng 85.280 338
a. Biến phụ thuộc: LOY
b. Biến độc lập: (Constant), STC, DT, CLDV, CLPV, TQSD
Qua bảng, giá trị Sig. rất nhỏ (< 0.05) nên bác bỏ giả thuyết H0. Điều này cĩ ý nghĩa là các biến độc lập trong mơ hình cĩ tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, sự kết hợp của các biến độc lập cĩ thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc.
69
Bảng 4.18: Các thơng số thống kê trong mơ hình hồi qui bằng phương pháp Enter
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hố
Hệ số chuẩn hố
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
Hệ số (Constant) .768 .119 6.476 .000 CLDV .108 .025 .166 4.290 .000 .777 1.287 CLPV .230 .029 .311 7.818 .000 .733 1.365 DT .229 .030 .294 7.532 .000 .760 1.317 TQSD .087 .027 .131 3.248 .001 .710 1.408 STC .121 .020 .229 6.065 .000 .816 1.226
Ghi chú: Biến phụ thuộc LOY
Khi xét tstat và tα/2 của các biến để đo độ tin cậy thì các biến độc lập CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC đều đạt yêu cầu do tstat > tα/2(5, 333) = 1.966 (nhỏ nhất là 3.248) và các giá trị Sig. thể hiện độ tin cậy khá cao, đều < 0.05 (lớn nhất là 0.001). Ngồi ra, hệ số VIF của các hệ số Beta đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là 1.408) và hệ số Tolerance đều lớn hơn 0.5 (nhỏ nhất = 0.733) cho thấy khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Mặt khác, mức ý nghĩa kiểm định 2 phía giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều thỏa điều kiện (Sig. 2-tailed = 0.000 < 0.05).[5]
4.3.3 Đánh giá mức độ quan trọng trong các nhân tố ảnh hưởng đến Sự trung thành của khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB thành của khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB
4.3.3.1 Đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố
Căn cứ vào bảng 4.18, từ thơng số thống kê trong mơ hình hồi qui, phương trình hồi qui tuyến tính đa biến của các nhân tố ảnh hưởng đến SỰ TRUNG THÀNH của khách hàng khi sử dụng DV IB tại một số ngân hàng khu vực TPHCM như sau:
STT= 0.166*CLDV + 0.311*CLPV + 0.294*DT + 0.131*TQSD4 + 0.229*STC Cĩ thể viết lại như sau:
Sự trung thành = 0.166* Chất lượng dịch vụ (CLDV) + 0.311* Chất lượng phục vụ
(CLPV) + 0.294* Danh tiếng (DT) + 0.131* Thĩi quen sử dụng (TQSD) + 0.229* Sự tin cậy (STC)
Nhận xét: 05 nhân tố độc lập đều cĩ ảnh hưởng thuận chiều đến sự trung thành
của khách hàng, cĩ nghĩa khi các biến độc lập CLDV, CLPV, DT, TQSD, STC cĩ giá trị càng cao thì tác động làm cho mức độ trung thành của khách hàng đối với dịch vụ
70
IB càng tăng lên. Trong 05 nhân tố này thì cĩ 04 nhân tố cĩ sự ảnh hưởng đáng kể đến sự trung thành gồm: CLDV, CLPV, DT và STC (do chỉ số Sig. nhỏ = 0,000) và nhân tố CLPV là quan trọng nhất trong mơ hình hồi quy, thứ kế đến là là nhân tố DT, STC, CLDV và TQSD. Như vậy, giả thuyết H1CT, H2CT, H3CT, H4CT, H6CT cho mơ hình nghiên cứu lý thuyết chính thức được chấp nhận.
Ý nghĩa của phương trình hồi quy trên, ta cĩ thể diển dịch như sau:
è Nhân tố Chất lượng phục vụ khách hàng cĩ hệ số hồi quy chuẩn hĩa cao nhất (0.311), cho thấy trong các nhân tố tác động đến sự trung thành của Khách hàng, thì nhân tố Chất lượng phục vụ cĩ tác động lớn nhất. Nếu cải thiện nhân tố này thì cĩ thể sẽ gia tăng đáng kể mức độ trung thànhcủa khách hàng đối với nhà cung cấp, quan số liệu phân tích, ta cĩ thể diển giải: giả định các nhân tố khác khơng khơng ảnh hưởng đến sự trung thành của khách hàng thì khi gia tăng giá trị của nhân tố Chất lượng phục vụ khách hàng lên 1.0 lần sẽ tác động đến giá trị sự trung thành của khách hàng sử dụng IB tại Ngân hàng TPHCM tăng thêm 0.311 lần, vì thế doanh nghiệp cần cĩ các giải pháp để gia tăng chất lượng phục vụ khách hàng như: đội ngũ nhân viên, tính sẳn sàng, hiệu quả…
è Tương tự, ta cũng cĩ thể đánh giá mức độ tác động của từng nhân tố khác như:
Danh tiếng nhà cung cấp (0.294), Sự tin cậy (0.229) Chất lượng dịch vụ (0.166) và cuối cùng là Thĩi quen sử dụng sản phẩm (0.131) đến sự trung
thành của khách hàng sử dụng dịch vụ IB của ngân hàng tại TPHCM.
Tĩm lại, thơng qua kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết chính thức mà cụ thể là kết quả hồi quy tuyến tính đa biến, ta cĩ mơ hình lý thuyết chính thức điều chỉnh như sau:
Hình 4.5: Mơ hình chính thức điều chỉnh về yếu tố ảnh hưởng sự trung thành của
khách hàng khi sử dụng dịch vụ IB một số Ngân hàng TPHCM
CHẤT LƯỢNG PHỤC VỤ
DANH TIẾNG
THĨI QUEN CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ
Sự Trung thành của KH khi dùng DV IB tại Ngân hàng TPHCM 0.166 0.311 0.294 0.131 SỰ TIN CẬY 0.229
71
4.3.3.2 Kết quả đánh giá mức độ cảm nhận của khách hàng trong từng nhân tố a. Nhân tố Chất lượng dịch vụ
Bảng 4.19: Mức độ cảm nhân của khách hàng về Chất lượng dịch vụ
Thành phần Cỡ mẫu Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn
CLD1: Sản phẩm dịch vụ và đặc tính được cung
ứng chính xác trong trang web IB 339 3.923 1.1279 .0613
CLD2: Trang Web IB thường xuyên được cập
nhật thơng tin 339 3.782 1.0432 .0567
CLD3: Trang web IB tải/truy xuất dữ liệu nhanh 339 3.558 1.0286 .0559
CLD4: Những nội dung liên quan được dể dàng
tìm thấy trong trang web IB 339 3.451 1.0029 .0545
CLD5: Web IB cung cấp đầy đủ thơng tin đặc
tính sản phẩm và dịch vụ cung ứng 339 3.454 1.0089 .0548
Nhận xét: Nhân tố Chất lượng dịch vụ cĩ mức tác động tương đối thấp đến sự trung thành (theo đánh giá hồi quy tương quan) tuy nhiên sự cảm nhận của khách hàng đối với nhân tố này ở mức khá cao với Mean = 3.634 và các biến quan sát của thang đo nhân tố này cĩ mức độ cảm nhận dao động khá từ 3.451à3.923, trong đĩ biến quan sát_ CLD1 cĩ điểm số cao nhất, điều này là rất cần thiết vì giúp cho nhà cung cấp cĩ chính sách phát triển sản phẩm, dịch vụ phù hợp để phát huy ưu thế này.
b. Nhân tố chất lượng phục vụ
Bảng 4.20: Mức độ cảm nhân của khách hàng về Chất lượng phục vụ
Thành phần Cỡ mẫu Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn CLD7: Khi khách hàng phàn nàn hoặc khiếu nại,
ngân hàng sẽ xử lý ngay và hiệu quả 339 3.463 .9488 .0515
CLD8: Dịch vụ IB được thực hiện lần đầu chính
xác/đúng quy trình 339 3.413 .8672 .0471
CLD9: Ngân hàng cung cấp cho khách hàng với
dịch vụ trọn gĩi kèm theo với IB 339 3.183 1.0069 .0547
CLD10: Thời gian giao dịch IB đúng như cam
kết đã thoả thuận ban đầu 339 3.481 .9112 .0495
CLD11: Nhà cung cấp IB đưa ra một hình ảnh rất xác thực và đáng tin cậy về 1 giao dịch IB đã thực hiện.
339 3.664 .9816 .0533
Nhân tố Chất lượng phục vụ cĩ mức tác động cao nhất so với các nhân tố cịn lại đến Sự trung thành của khách hàng (theo đánh giá hồi quy tương quan) tuy nhiên
72
mức độ cảm nhận của khách hàng đối với nhân tố này ở mức trung bình khá với Mean