(Cronbach Alpha) Phương sai trích (%) Sự đồng cảm (EMP) 5 0.889 63.464
Hiệu quả phục vụ (RES) 4 0.858
Sự tin cậy (REL) 5 0.791
Sự đảm bảo (ASS) 5 0.781
Phương tiện hữu hình (TAN) 3 0.773
Sự hài lòng (SAT) 4 0.852 58.716
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
52
Bảng 2.6: Kết quả của phân tích EFA của thang đo mức độ hài lòng của KH
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
Như vây, với tất cả các kết quả thu được từ độ tin cậy Cronbach’ s alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA ở trên cho thấy thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Các biến quan sát đã đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần phải đo . Tổng hợp kết quả kiểm định được thể hiện qua bảng 2.7
Sau khi phân tích độ tin cậy Cronbach’s alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, các giả thuyết: Những nhân tố tác động đến sự hài lòng của KH được giữ nguyên, cụ thể là 5 giả thuyết:
V Giả thuyết H1: Sự tin cậy có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH, khi độ tin cậy của DV CSKH được KH đánh giá tăng thì mức độ hài
Pearson Correlation
SAT 1.000 .536 .592 .554 .618 .166
EMP .536 1.000 .530 .327 .381 .141
lòng của KH sẽ tăng và ngược lại.
V Giả thuyết H2: Hiệu quả phục vụ ảnh hưởng trực tiếp đáng kể của KH, khi hiệu quả phục vụ của ngân hàng về DV CSKH được KH đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của KH sẽ tăng và ngược lại.
V Giả thuyết H3: Phương tiện hữu hình ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH, khi phư ơng tiện hữu hình của bộ phận CSKH được KH đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của KH sẽ tăng và ngược lại.
V Giả thuyết H4: Sự đảm bảo ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH, khi sự đảm bảo của ngân hàng về DV CSKH được KH đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của KH sẽ t ng và ngược lại.
V Giả thuyết H5: Sự đồng cảm của KH ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH, khi sự đồng cảm của KH về DV CSKH tăng thì mức độ hài lòng của KH sẽ t ng và ngược lại.
2.3.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
2.3.4.1. Phân tích tương quan hệ số Pearson
Người ta sử dụng một số thống kê có tên là hệ số tương quan Pearson để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng.
Hình dạng phư ng trình:
SAT = β1 EMP + β2 RES + β3 REL + β4 ASS + β5 TAN
Đặt các biến trong phương trình hồi quy đa biến như sau:
EMP: Sự đồng cảm (là trung bình của các biến EMP1, EMP2, EMP3, EMP4, EMP5)
RES: Hiệu quả phục vụ (là trung bình của các biến RES1, RES2, RES4, RES5)
REL: Sự tin cậy (là trung bình của các biến REL1, REL2, REL3, REL4, REL5)
ASS: Sự đảm bảo (là trung bình của các biến ASS1, ASS2, ASS3, ASS4, ASS5)
TAN: Phương tiện hữu hình (là trung bình của các biến TAN3, TAN4, TAN5) SAT: Sự hài lòng với CLDV CSKH của ngân hàng VCB (là trung bình của 4 biến SAT1, SAT2, SAT3, SAT4).
Các giá trị sigα đều nhỏ hơn 0.05 (ngoại trừ biến TAN), các biến đều tương quan với nhau và có ý nghĩa thống kê (tham khảo phụ lục 2.14)
2.3.4.2. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc (sự hài lòng với CLDV CSKH của ngân hàng VCB) và các biến độc lập (Sự tin cậy, sự đảm bảo, sự đồng cảm, phương tiện hữu hình, hiệu quả phục vụ). Mô hình phân tích hồi quy sẽ mô tả hình thức của mối liên hệ và qua đó giúp dự đoán được mức độ của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập . Phương pháp phân tích được chọn lựa là phương pháp chọn từng bước Stepwise. Kết quả phân tích được thể hiện như sau:
ASS .618 .381 .274 .150 1.000 .064 TAN .166 .141 .133 .120 .064 1.000 Sig. (1-tailed) SAT . .000 .000 .000 .000 .000 EMP .õõõ . .õõõ .õõõ .õõõ .õõõ RE .õõõ .õõõ . .õõõ .õõõ .001 REL .õõõ .õõõ .õõõ . .õõõ .002 ASS .õõõ .õõõ .õõõ .õõõ . .059 TAN .õõõ .õõõ .õõĩ .002 .059 .
1
ASS . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= .
050,
Probability-of-F-to-remove >= .100).
2
REL . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= .
050,
Probability-of-F-to-remove >= .100).
3
RES . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= .
050,
Probability-of-F-to-remove >= .100).
4
EMP . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= .
050,
Probability-of-F-to-remove >= .100).
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
Ta thấy biến SAT có tương quan thuận với các biến EMP, RES, REL, ASS vì hệ số tương quan đều khá cao, biến tương quan mạnh nhất với biến SAT là biến ASS (R = 0.618), tương quan yếu nhất là biến EMP (R = 0.536). Riêng
55
biến TAN bị loại khỏi mô hình hồi quy vì có sigα >0.05
Còn các biến còn lại mức ý nghĩa kiểm định mối tương quan của các biến đều có sigα < 0.05 do vậy, chúng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Bảng 2.9 thể hiện phương pháp chọn biến Stepwise vào phương trình hồi quy. Biến đưa vào đầu tiên là biến tương quan mạnh nhất với biến phụ thuộc SAT (biến ASS mạnh nhất tiếp đến là biến REL, RES, EMP) và cũng thể hiện số lượng biến phù hợp trong mô hình hồi quy đa biến.
Bảng 2.9: Thứ tự mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập tới biến phụ thuộc theo phương pháp chọn biến Stepwise
1 Regression 33.071 1 33.071 369.977 .000b Residual 53.453________ 598 .089__________ Total________ 86.525________ 599 2 Regression 51.856 2 25.928 446.481 .000c Residual 34.669 597 .058 Total________ 86.525________ 599 3 Regression 60.753 3 20.251 468.334 .000d Residual 25.771 596 .043 Total________ 86.525________ 599 4 Regression 61.111 4 15.278 357.689 .000e Residual 25.414________ 595 .043__________ Total________ 86.525________ 599
a. Dependent Variable: SAT
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
Tiêu chuẩn chấp nhận sự phù hợp của mô hình tương quan hồi quy là:
Kiểm định F phải có giá trị sigα < 0.05 và tiêu chuẩn chấp nhận các biến có giá trị Tolerance > 0.0001. Đại lượng chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) <10. Kiểm định F sử dụng
56
trong phân tích phưong sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập . Trong trường hợp này, ta thấy rằng thống kê F có giá trị sigα rất nhỏ cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp. Các biến đều đạt được tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance > 0.0001). Tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mô hình đều rất nhỏ, có giá trị từ 1.000 đến 1.575, thể hiện tính đa cộng tuyến của các biến độc lập là không đáng kể và các biến độc lập trong mô hình chấp nhận được (Bảng 2.10 và bảng 2.11).
Bảng 2.10: Kết quả kiểm định F của mô hình hồi quy
B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2.221 .083 26.623 .000 ASS .448 .023 .618 19.235 .000 1.000 1.000 2 (Constan t) .988 .096 10.281 .000 ASS .397 .019 .547 20.890 .000 .977 1.023 REL .385 .021 .471 17.985 .000 .977 1.023 3 (Constan t) .692 .085 8.106 .000 ASS .338 .017 .466 20.017 .000 .920 1.087 REL .307 .019 .375 15.920 .000 .899 1.113 RES 214 .015 .348 14.344 .000 .851 1.176 4 (Constan t) .626 .088 7.113 .000 ASS .324 .018 .447 18.515 .000 .847 1.180 REL .296 .019 .362 15.179 .000 .866 1.154 RES .194 .016 .314 11.773 .000 .692 1.445 EMP .058 .020 .081 2.894 .004 .635 1.575
a. Dependent Variable: SAT b. Predictors: (Constant), ASS c. Predictors: (Constant), ASS, REL d. Predictors: (Constant), ASS, REL, RES e. Predictors: (Constant), ASS, REL, RES, EMP
57
Bảng 2.11: Kết quả kiểm định mô hình hồi quy
Hệ số Durbin Watson dùng để kiểm định tự tương quan của các sai số kề nhau (hay còn gọi là tương quan chuỗi bậc nhất) có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4; nếu các phần sai số không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2 (từ 1 -> 3); nếu giá trị càng nhỏ, gần về 0 thì các phần sai số có tương quan thuận; nếu càng lớn, gần về 4 có nghĩa là các phần sai số có tư ng quan nghịch. Hệ số Durbin Watson dùng để kiểm định tư ng quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị DW đạt được là 1.914 (nằm trong khoảng từ 1 đến 3) và chấp nhận giả thuyết không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình . Như vậy, mô hình hồi quy bội thỏa các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu (Tham khảo phụ lục 2.15).
21.493 2 597 .000
Levene Statistic
df1 df2 Sig.
3.826 3 596 .010
Từ kết quả phân tích hồi quy trên, ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập được thể hiện trong phưorng trình hồi quy chuẩn hóa sau:
SAT = 0.447ASS +0.362 REL+0.314 RES+ 0.081 EMP
Tất cả 4 thành phần đo lường sự hài lòng của KH đều có mức ý nghĩa sigα < 0.05, và mức ý nghĩa của hằng số (β0) có giá trị sigα < 0.05. Nên 4 nhân tố này được chấp nhận trong phưong trình hồi quy, và chúng tác động ảnh hưởng đến mức độ hài lòng của KH (SAT) . Cũng phải nói thêm rằng các hệ số Beta > 0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với sự hài lòng của KH. Kết quả này cũng khẳng định
các giả thuyết nêu ra trong mô hình nghiên cứu (H1, H2, H4, H5) được chấp nhận và được kiểm định phù hợp. Như vậy, NH phải nỗ lực cải tiến những nhân tố này để nâng cao sự hài lòng của KH hay thực chất là nâng cao CLDV CSKH.
2.3.5. Phân tích phương sai ANOVA giữa biến phụ thuộc với biến định tính
Giả thuyết A1: Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV CSKH giữa các nhóm KH có thời gian sử dụng dịch vụ khác nhau.
Giả thuyết A2: Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV CSKH giữa các nhóm KH có nhóm tuổi khác nhau.
Giả thuyết A3: Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV CSKH giữa các nhóm KH có nghề nghiệp khác nhau.
Giả thuyết A4: Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV CSKH giữa các nhóm KH có học vấn khác nhau.
2.3.5.1. Giả thuyết A1
Kiểm định Levene cho thấy sigα = 0.000 (< 0.05) nên giả thuyết phưong sai của mức độ hài lòng là khác nhau giữa các nhóm KH có thời gian sử dụng dịch vụ khác nhau ở độ tin cậy 95%. Lúc này, không thể sử dụng bảng ANOVA mà sử dụng kết quả kiểm định Post Hoc (Thống kê Tamhane’s T2) . (Kết quả tham khảo phụ lục 2.16: Bảng kết quả kiểm định Post Hoc với giả thuyết A1). Trong trường hợp này, sử dụng thống kê Tamhane, so sánh giá trị trung bình giữa nhóm KH có thời gian giao dịch từ 1 -> 3 năm và nhóm KH giao dịch dưới
1 năm ta thấy, mức ý nghĩa Siga = 0.042 (< 0.05) ở độ tin cậy 95%. Nên bác bỏ giả thuyết A1 và kết luận rằng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự hài lòng của KH về CLDV CSKH giữa các nhóm KH có thời gian giao dịch khác nhau.
Test of Homogeneity of Variances SAT
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
2.3.5.2. Giả thuyết A2
Tương tự với giả thuyết A1, đối với giả thuyết A2 kết quả kiểm định Levene cho thấy siga = 0.010 (< 0.05) . Lúc này tiếp tục sử dụng kết quả kiểm định Post Hoc (Kết quả tham khảo phụ lục 2.17: Bảng kết quả kiểm định Post Hoc với giả thuyết A2), so sánh giá trị trung bình giữa các nhóm KH ta thấy, mức ý nghĩa Siga = 0.04; 0.03; 0.01 (< 0.05) ở độ tin cậy 95%. Nên bác bỏ giả thuyết A2, kết luận rằng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự hài lòng của KH về CLDV CSKH giữa các nhóm KH có độ tuổi khác nhau.
2.3.5.3. Giả thuyết A3
Test of Homogeneity of Variances SAT
7.259 5 594 .000
Test of Homogeneity of Variances SAT
6 000 Test Value = 0 t df Sig. (2- tailed) Mean Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper SAT 245.499 599 .õõõ 3.809 378 384
Tương tự với giả thuyết A2, đối với giả thuyết A3 kết quả kiểm định Levene cho thấy siga = 0 000 (< 0 05) Lúc này tiếp tục sử dụng kết quả kiểm định Post Hoc (Kết quả tham khảo phụ lục 2.18: Bảng kết quả kiểm định Post Hoc với giả thuyết
60
A3), so sánh giá trị trung bình giữa các nhóm KH sinh viên học sinh với nhóm KH khác ta thấy, mức ý nghĩa Siga = 0.01 (< 0.05) ở độ tin cậy 95%. Nên bác bỏ giả thuyết A3, kết luận rằng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự hài lòng của KH về CLDV CSKH giữa các nhóm KH có nghề nghiệp khác nhau.
2.3.5.4. Giả thuyết A4
Tưong tự với giả thuyết A3, đối với giả thuyết A4 kết quả kiểm định Levene cho thấy siga = 0.000 (< 0.05) . Lúc này tiếp tục sử dụng kết quả kiểm định Post Hoc (Kết quả tham khảo phụ lục 2.19: Bảng kết quả kiểm định Post Hoc với giả thuyết A4), so sánh giá trị trung bình giữa các nhóm KH trình độ học vấn phổ thông với nhóm KH trình độ sau đại học ta thấy, mức ý nghĩa Siga = 0.023 (< 0.05) ở độ tin cậy 95%. Nên bác bỏ giả thuyết A4, kết luận rằng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự hài lòng của KH về CLDV CSKH giữa các nhóm KH có trình độ học vấn khác nhau.
Test of Homogeneity of Variances SAT
2.3.6. Đo lường mức độ hài lòng của khách hàng bằng One-Sample Statistics
Kiểm định này đo lường mức độ hài lòng của khác hàng có khác 0 hay không? Giả thuyết H0 là mức độ hài lòng của khác hàng = 0
H1
Sự tin cậy có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH đối với chất lượng DV CSKH
Chấp nhận
H2
Hiệu quả phục vụ có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH đối với chất lượng DV CSKH
Chấp nhận
H3
Phương tiện hữu hình có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH đối với chất lượng DV CSKH
Bác bỏ
H4
Sự đảm bảo có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH đối với chất lượng DV CSKH
Chấp nhận
H5
Sự đồng cảm có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể với sự hài lòng của KH đối với chất lượng DV CSKH
Chấp nhận
A1
Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV
CSKH giữa các nhóm KH có thời gian sử dụng dịch vụ khác nhau. Bác bỏ
A2
Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV
CSKH giữa các nhóm KH có nhóm tuổi khác nhau. Bác bỏ
A3
Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV
CSKH giữa các nhóm KH có nghề nghiệp khác nhau. Bác bỏ
A4
Không có sự khác biệt về sự hài lòng của KH đối với CLDV
CSKH giữa các nhóm KH có học vấn khác nhau. Bác bỏ
---7Γτ—3---ΓT---—, . % , TTT-—irr~---, . okno -—
(Nguôn: Kêt quả phân tích dữ liệu điều tra trên SPSS năm 2015)
Kết quả kiểm định One-Sample Test cho thấy Sig. = 0.000 (< 0.05), do vậy kết luận rằng “Sự hài lòng của KH” (Giá trị trung bình = 3.809) có ý nghĩa
61
về mặt thống kê và có thể đại diện cho tổng thể, thể hiện sự “hài lòng” của KH về CLDV CSKH ở độ tin cậy 95%. Kết quả này là một tín hiệu đáng khích lệ cho những kết quả hoạt động cũng như uy tín của VCB trong nhiều n ăm qua . Điều này đòi hỏi NH cần phải tiếp tục duy trì và cải thiện CLDV CSKH cung cấp đến cho KH . Tuy nhiên, đây cũng là một áp lực rất lớn cho VCB trong việc không ngừng nỗ lực để đem đến cho KH sự hài lòng cao hơn nữa.
TÓM TẮT CHƯƠNG 2