Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến SDU1 16,54 3,651 0,635 0,829 SDU2 16,57 3,659 0,644 0,827 SDU3 16,64 3,601 0,698 0,817 SDU4 16,74 3,731 0,697 0,819 SDU5 16,62 3,672 0,620 0,832 SDU6 16,43 3,765 0,548 0,846 Cronbach’s Alpha = 0,853
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Vậy, thang đo sự đáp ứng gồm 6 biến (SDU1, SDU2, SDU3, SDU4, SDU5,
SDU6) đạt yêu cầu và 6 biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố.
Thang đo thành phần giá cả
Giá trị Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần giá cả gồm 3 biến (GC1,
GC2, GC3) là 0,738. Các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng lần lượt như
sau: GC1 có giá trị 0,611; GC2 có giá trị 0,601; GC3 có giá trị 0,652. Bảng 4.15 Kết quả Cronbach’s Alpha của thành phần giá cả
Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến GC1 6,21 1,080 0,611 0,717 GC2 6,19 1,050 0,601 0,727 GC3 5,61 0,975 0,652 0,671 Cronbach’s Alpha = 0,783
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Vậy, thang đo thành phần giá cả gồm 3 biến (GC1, GC2, GC3) đạt yêu cầu và các biến quan sát này được đưa vào phân tích nhân tố.
68
4.2.2.2 Phân tích Cronbach’s Alpha cho thang đo sự hài lòng
Hệ sốtin cậyCronbach’s Alpha nhận được sau khi xử lý số liệu là 0,785. Hệ số tương quan biến tổng có giá trị nhỏ nhất là 0,507 thuộc về biến SHL4, giá trị lớn nhất là 0,651 thuộc về biến SHL2. Vậy, thang đo sự hài lòng đạt yêu cầu và 4 biến quan sát này được đưa vào phân tích nhân tố.
Bảng 4.16 Kết quả Cronbach’s Alpha của thang đosự hài lòng
Biến quan
sát
Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến SHL1 10,12 1,324 0,590 0,734 SHL2 10,22 1,250 0,651 0,701 SHL3 10,45 1,377 0,628 0,717 SHL4 10,37 1,425 0,507 0,775 Cronbach’s Alpha = 0,785
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Như vậy, từ 29biến ban đầusẽ được sử dụng trong phân tích tiếp theo.
4.2.3 Phân tích nhân tố
4.2.3.1 Phân tích nhân tố EFA đối với thang đo chất lượng dịch vụ thẻ ATM
Để khẳng định mức độ phù hợp của thang đo, tác giả tiến hành phân tích
nhân tố EFA với 25 biến quan sát.
Bảng 4.17 Kiểm định KMO và Bartlett KMO and Bartlett's Test KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO 0,751
Kiểm định Bartlett's
Approx. Chi-Square 4729,768
df 300
Sig. 0,000
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Kết quả phân tích nhân tố cho các thang đo: sự tin cậy, phương tiện hữu hình, sự đảm bảo, sự đáp ứng, năng lực phục vụ, giá cả cụ thể như sau: Hệ số KMO
= 0,751 > 0,5 cho thấy phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả
69
tổng thể có mối tương quan với nhau.
Với giá trị Eigenvalues là 2,021 có 6 nhân tốđược trích ra. Tổng phương sai trích được là 69,989% (lớn hơn 50%) thể hiện rằng các nhân tố trích ra được giải thích 69,989% biến thiên của dữ liệu(xem phụ lục 7.1).
Bằng phương pháp rút trích Principal Components với phép quay Varimax, phân tích nhân tố đã trích được 6 nhân tố từ 25 biến quan sát. Các biến quan sát có trọng số đạt yêu cầu (lớn hơn 0,5).
Bảng 4.18 Ma trận xoay các nhân tố sau khi tiến hành phân tích
Nhân tố 1 2 3 4 5 6 SDU3 0,822 SDU4 0,814 SDU2 0,776 SDU1 0,752 SDU5 0,728 SDU6 0,656 STC3 0,841 STC4 0,838 SCT1 0,837 STC2 0,825 STC5 0,816 NLPV1 0,930 NLPV4 0,906 NLPV2 0,896 NLPV3 0,881 PTHH4 0,861 PTHH1 0,860 PTHH3 0,845 PTHH2 0,748 SDC2 0,876 SDC1 0,856 SDC3 0,843 GC4 0,852 GC2 0,830 GC3 0,813
70
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy thang đo chất lượng dịch vụ gồm 6 nhân tố. Các biến quan sát ở mỗi nhân tố được giữ nguyên như kết quả phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha.
4.2.3.2 Phân tích nhân tố EFAcho thang đo sự hài lòng
Thang đo sự hài lòng của khách hàng gồm 4 biến quan sát. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố để kiểm tra sự hội tụ.
Bảng 4.19 Kiểm định KMO và Bartlett
KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO 0,679
Kiểm định Bartlett's
Approx. Chi-Square 453,077
df 6
Sig. 0,000
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Kiểm định KMO cho kết quả là 0,679 > 0,5, kiểm định Bartlett’s có mức ý nghĩa là 0,000 < 0,5đạt yêu cầu.
Với mức Eigenvalue = 2,442 > 1 thì có 1 nhân tố được rút ra và nhân tố này giải thích được 61,058% biến thiên dữ liệu.
Bảng 4.20 Kết quả phân tích EFA cho sự hài lòng dịch vụ thẻ ATM
Biến quan sát Giá trị
Dịch vụ ATM của ngân hàng mà anh/chị
đang sử dụng tốt hơn các ngân hàng khác 0,828 Nếu được lựa chọn, anh/chị vẫn sẽ tiếp tục
sử dụng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng 0,806 Anh/chị hoàn toàn hài lòng với chất lượng
dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng 0,777 Anh/chị sẽ giới thiệu dịch vụ thẻ ATM của
ngân hàng cho những người khác 0,710
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Sau khi sử dụng phương pháp rút trích Principal Components với phép quay Varimax, 4 biến quan sát được gom lại thành 1 nhân tố. Hệ số tải của các biến đều lớn hơn0,5. Như vậy, thang đo đạt yêu cầu.
71
Tóm lại, 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 4.21.
Bảng 4.21 Tổng hợp kết quả kiểm định thang đo
Thành phần quan sát Số biến (Cronbach’s Alpha)Độ tin cậy Phương sai trích (%)
Sự tin cậy (STC) 5 0,889
69,989
Phương tiện hữu hình (PTHH) 4 0,853
Sự đồng cảm (SDC) 3 0,829
Năng lực phục vụ (NLPV) 4 0,929
Sự đáp ứng (SDU) 6 0,853
Giá cả (GC) 3 0,783
Sự hài lòng (SHL) 4 0,785 61,058
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016”
4.2.4 Phân tích mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến sự hài lòng của khách
hàng sử dụng dịch vụ ATM tại KCN Hòa Phú
Để xem xét mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến sự hài lòng của khách hàng, ta sử dụng phương trình hồi quy có dạng:
Y = o + 1X1 + 2 X2 + … + i Xi + ui
để phân tích.
4.2.4.1 Phương trình hồi quy
Dựa trên các nghiên cứu của Lê Thanh (2014), Nguyễn Thị Thùy Dương
(2014),... và thông tin từ bảng 4.21 ta có phương trình hồi quy thể hiện 6 nhân tố có thể ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng như sau:
SHL = β0 + β1*STC + β2*PTHH + β3*SDC + β4*NLPV + β5*SDU + β6*GC Trong đó:
72 STC: Sự tin cậycủa ngân hàng.
PTHH: Phương tiện hữu hình của ngân hàng.
SDC: Sự đồng cảm của ngân hàng đối với khách hàng.
NLPV: Năng lực phục vụ của nhân viên ngân hàng.
SDU: Sự đáp ứng của ngân hàng.
GC: Giá cả dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng.
β0: Hằng số.
β1 -> β6: Hệ số hồi quy riêng phần của các biến độc lập.
Trong mô hình hồi quy này, biến độc lập là: STC, PTHH, SDC, NLPV, SDU, GC; biến phụ thuộc là: SHL.
4.2.4.2 Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình ta dựa vào hệ số xác định R2 hiệu chỉnh.
Bảng 4.22 Hệ số xác định
Model R R2 R2 hiệu chỉnh của ước lượngSai số chuẩn
1 0,871 0,759 0,755 0,49463456
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 0,755.
Điều đó có nghĩa là 75,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc có thể được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình, phần còn lại do các yếu tố ngoài mô hình giải
thích. Ta có thể kết luận, mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệuđến mức 75,5%.
4.2.4.3 Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Giả thuyết kiểm định mức độ phù hợp của mô hình hồi quy:
H0: β1= β2 = β3= β4 = β5 = β6 = 0, biến phụ thuộc không có liên hệ tuyến tính vớicác biến độc lập.
H1: β1 ≠ 0 hoặc β2 ≠ 0 hoặc β3 ≠ 0 hoặc β4 ≠ 0 hoặc β5 ≠ 0 hoặc β6 ≠ 0, biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với ít nhất một biến độc lập.
73
Bảng 4.23 Phân tích phương sai ANOVA
Model Tổng bình phương df phương Bình trung bình F Sig. 1 Hồi quy 271,858 6 45,313 185,206 0,000 Phần dư 86,142 352 0,245 Tổng cộng 358,000 358
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Từ kết quả phân tích phương sai ANOVA(bảng 4.23) cho thấy trị thống kê F đạt giá trị 185,206tại mức ý nghĩa sig. = 0,000 < 0,05, ta bác bỏ giả thuyết H0, điều này chứng tỏ có ít nhất một biến độc lập có liên hệ tuyến tính với biến phụ thuộc
SHL.
Bảng 4.24 Kết quả hồi quy
Nhân tố Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Phân tích đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF Hằng số 1,545E-016 0,026 0,000 1,000 SDU 0,335 0,026 0,335 12,798 0,000 1,000 1,000 STC 0,202 0,026 0,202 7,746 0,000 1,000 1,000 NLPV 0,539 0,026 0,539 20,626 0,000 1,000 1,000 PTHH 0,279 0,026 0,279 10,677 0,000 1,000 1,000 SDC 0,430 0,026 0,430 16,451 0,000 1,000 1,000 GC 0,230 0,026 0,230 8,798 0,000 1,000 1,000
“Nguồn: Xử lý số liệu điều tra, 2016” Kết quả phân tích hồi quy (bảng 4.24) cho thấy 6 nhân tố đều có ý nghĩa về mặt thống kê với giá trị sig. = 0,000. Hệ số chuẩn hóa Beta của các nhân tố đều có giá trị dương nên sẽ tỷ lệ thuận với mức độ hài lòng của khách hàng sử dụng thẻ
74
Từ bảng kết quả 4.23 cho ta mô hình hồi quy như sau:
SHL = 0,202*STC + 0,279*PTHH + 0,43*SDC + 0,539*NLPV + 0,335*SDU + 0,23*GC
Trong đó, mức độ tác động của các nhân tố có thứ tự giảm dần như sau: năng lực phục vụ (0,539), sự đồng cảm (0,43), sự đáp ứng (0,335), phương tiện hữu hình (0,279), giá cả (0,23), sự tin cậy (0,202). Với hệ số Beta 0,539, năng lực phục vụ của nhân viên là nhân tố ảnh hưởng lớn đến sự hài lòng của khách hàng. Vì vậy, các
ngân hàng cần quan tâm nhiều đến nhân tố này, nâng cao năng lực phục vụ, trình độ chuyên môn của nhân viên để phục vụ khách hàng tốt hơn nữa.
Năng lực phục vụ
Trong điều kiện các yếu tố kháckhông đổi thì khi năng lực phục vụ của nhân viên các ngân hàng được khách hàng đánh giá tăng lên 1, thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng sẽ tăng lên 0,539 lầnvà ngược lại.
Sự đồng cảm
Xét hệ số Beta ta thấy rằng yếu tố sự đồng cảm tác động mạnh thứ hai đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ thẻ ATM vì có hệ số Beta lớn thứ hai (với β = 0,43 tại mức ý nghĩa sig. = 0,000). Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi sự đồng cảm của các ngân hàng dành cho khách hàng được khách hàng đánh giá tăng lên 1, thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng sẽ tăng lên 0,43 lầnvà ngược lại.
Sự đáp ứng
Đây là yếu tố tác động mạnh thứ ba đến sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng thẻ ATMdo có hệ số Beta lớn thứ ba (β = 0,335 tại mức ý nghĩa sig. = 0,000). Khi sự đáp ứng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng được khách hàng đánh giá tăng lên (hoặc giảm xuống) 1, thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng sẽ tăng lên(hoặc giảm xuống) 0,335 lần.
Phương tiện hữu hình
Dựa trên hệ số Beta ta thấy rằng yếu tố phương tiện hữu hình là yếu tố tác động mạnh thứ tư đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ thẻ ATM. Trong
75
điều kiện các yếu tố khác không đổi thìkhi phương tiện hữu hình của các ngân hàng được khách hàng đánh giá tăng lên (hoặc giảm xuống) 1, thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,279
lần.
Giá cả
Yếu tố này có tác động mạnh thứ năm đến sự hài lòng của khách hàng (với β = 0,23 tại mức ý nghĩa sig. = 0,000). Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi giá cả mà khách hàng phải trả khi sử dụng dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng được khách hàng đánh giá tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 (khách hàng cho rằng giá cả phảitrả là phù hợp), thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân hàng sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống)0,23 lần.
Sự tin cậy
Đây là yếu tố có mức tác động mạnh thứ 6 đến sự hài lòng của khách hàng (với β = 0,202 tại mức ý nghĩa sig. = 0,000). Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi sự tin cậy của các ngân hàng được khách hàng đánh giá tăng lên (hoặc giảm xuống) 1, thì sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ATM của các ngân
hàng sẽ tăng lên(hoặc giảm xuống) 0,202 lần.
4.2.4.4 Đo lường hiện tượng đa cộng tuyến
Để đánh giá các biến độc lập trong mô hình hồi quy có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hay không, ta dựa vào hệ số phóng đại phương sai (VIF).
Từ kết quả bảng 4.23, ta thấygiá trị VIFcủa các biến độc lập đều nhỏ hơn 2,
chứng tỏkhông xảy ra hiện tượng đa cộng tuyếngiữa các biến độc lập, vì các giá trị
VIF đều nhỏ hơn 10. Điều đó đồng nghĩa sự tương quan giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đếnkết quả giải thích của mô hình hồi quy.
4.2.4.5 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Trong chương 2, tác giả trình bày 6 giả thuyết về sự tác động của 6 nhân tố đến sự hài lòng của khách hàng.
Giả thuyết H1 cho rằng “Độ tin cậy của thẻ ATM sẽ tỷ lệ thuận với mức độ hài lòng của khách hàng. Khi độ tin cậy thẻ ATM được khách hàng đánh giá tăng
76
thì mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ sẽ tăng và ngược lại”. Với mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%), nhân tố sự tin cậy có giá trị sig. = 0,000 và hệ số
Beta là 0,202. Giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2cho rằng “Sự đồng cảm sẽ tỷ lệ thuận với mức độ hài lòng của khách hàng. Khi sự đồng cảm được khách hàng đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ sẽ tăng và ngược lại”. Kết quả bảng 4.23 cho
thấy sự đồng cảm cũng có ảnh hưởng nhất định đến sự hài lòng của khách hàng, với mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%), nhân tố sự đồng cảmcó giá trị sig. = 0,000 và hệ số Beta là 0,43. Giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3 cho rằng “Phương tiện hữu hình sẽ tỷ lệ thuận với mức độ hài
lòng của khách hàng. Khi phương tiện hữu hình được khách hàng đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ sẽ tăng và ngược lại”. Từ phân tích hồi quy, ta thấy có sự tác động giữa phương tiện hữu hình và sự hài lòng của
khách hàng, với mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%), nhân tố phương tiện hữu hình có giá trị sig. = 0,000 và hệ số Beta là 0,279. Giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4 cho rằng “Năng lực phục vụ sẽ tỷ lệ thuận với mức độ hài lòng của khách hàng. Khi năng lực phục vụ của nhân viên được khách hàng đánh giá tăng thì mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ sẽ tăng và ngược lại”. Kết quả bảng 4.23 cho thấy năng lực phục vụ có ảnh hưởng đến sự hài lòng