8. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ EFA
Trong bộ 23 biến quan sát đƣợc đƣa vào trong quá trình phân tích nhân tố, trong đó thang đo thứ nhất bao gồm các biến độc lập tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ gồm 21 biến quan sát, thang đo thứ hai là thang đo thuộc nhân tố mức độ hài lòng chung gồm 02 biến quan sát.
Trong bài nghiên cứu này, mục tiêu của phân tích nhân tố là tìm ra đƣợc các yếu tố nào có tác động đến sự hài lòng của khách hàng. Đầu tiên dùng kiểm định Barlett‟s test of sphericity và hệ số KMO để kiểm tra xem có thích hợp không khi s dụng phân tích nhân tố khám phá.
3.2.1 . Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với các iến độc lập
Kết quả đƣợc xuất ra từ phần mềm SPSS đối với 21 biến quan sát của 6 biến độc lập cho thấy nhƣ sau:
B ng 3.12. Kết qu kiểm định KMO và Barlett
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.791
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1856.966
df 210
Sig. .000
Ta thấy hệ số KMO = 0.791 (lớn hơn 0.5) và mức ý nghĩa Sig=.000 của kiểm định Barllett‟s nhỏ hơn rất nhiều so với α = 5%, nên việc phân tích nhân tố khám phá này là hoàn toàn phù hợp.
B ng 3.13. B ng tổng phương sai trích thang đo các biến độc lập
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 5.211 24.813 24.813 5.211 24.813 24.813 3.912 18.629 18.629 2 2.750 13.096 37.909 2.750 13.096 37.909 3.273 15.587 34.216 3 2.158 10.275 48.184 2.158 10.275 48.184 2.297 10.938 45.154 4 1.562 7.436 55.620 1.562 7.436 55.620 2.113 10.061 55.215 5 1.209 5.759 61.380 1.209 5.759 61.380 1.295 6.165 61.380 6 .982 4.677 66.056 7 .918 4.373 70.430 8 .813 3.871 74.301 9 .708 3.370 77.671 10 .697 3.321 80.992 11 .566 2.693 83.685 12 .497 2.365 86.050 13 .476 2.267 88.317 14 .444 2.113 90.430 15 .416 1.980 92.410 16 .373 1.777 94.186 17 .352 1.675 95.861 18 .308 1.464 97.326 19 .233 1.111 98.436 20 .194 .923 99.359 21 .135 .641 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Đồng thời khi phân tích EFA cho thấy tại các mức giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 và phƣơng pháp rút trích Principal components và phép xoay Varimax cho phép trích đƣợc 5 nhân tố từ 23 biến quan sát. Tổng phƣơng sai trích =
61.380% > 50%, điều này cho biết 5 nhân tố này giải thích đƣợc 61.380% biến thiên của dữ liệu, phƣơng sai trích đạt yêu cầu.
B ng 3.14. B ng ma trận thành phần sau khi xoay
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 DC1 .829 DC3 .801 DC7 .784 DC4 .758 DC2 .734 DC5 .656 TCI2 .799 TCI6 .793 TCI1 .766 TCI4 .759 TCI5 .609 HH1 .547 TCII1 .879 TCII2 .860 TCII3 .766 ML1 .875 DC6 .861 ML2 .679 HH2 .657 HH3 .644 TCI3
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 5
iterations.
Bảng Rotated Component Matrix tách bạch các nhóm tiêu thức khác
Trong bảng này, các tiêu thức có hệ số tải nhân tố lớn hơn hoặc bằng 0.5 sẽ đƣợc giữ lại, các tiêu thức có hệ số này bé hơn 0.5 sẽ bị loại bỏ. Với kết quả trên, ta thấy biến quan sát TCI3 bị loại.
Sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) thì chỉ có thang đo TCI3 không đạt yêu cầu, vì vậy loại thang đo TCI3, và chia 20 biến quan sát còn lại thành 5 nhân tố nhƣ sau:
- Nhân tố hữu hình (HH) gồm 3 biến quan sát HH2, HH3.
- Nhân tố độ tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ (TCI) bao gồm 6 biến quan sát TCI1, TCI2, TCI4, TCI5,TCI6, HH1.
- Nhân tố tin cậy về lời hứa với khách hàng (TCII) bao gồm 3 biến quan sát TCII1, TCII2, TCII3.
- Nhân tố đồng cảm và đáp ứng (DC) bao gồm 6 biến quan sát DC1, DC2, DC3, DC4, DC5, DC7.
- Nhân tố mạng lƣới (ML) bao gồm 2 biến quan sát ML1, ML2, DC6.
3.2.2 . Phân tích nhân tố đối với thang đo iến phụ thuộc (HL)
B ng 3.15. Kết qu kiểm định KMO và Bartlett
Kiểm định KMO và Bartlett
Kiểm định KMO .588
Kiểm định Bartlett
Chi bình phƣơng 232.646
Bậc tự do (df) 1
Mức ý nghĩa (sig.) .000
Kết quả phân tích EFA cho thấy KMO = 0.588 (> 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000<0.05) thỏa điều kiện nên có thể khẳng định dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố khám phá.
B ng 3.16. B ng tổng phương sai trích thang đo biến phụ thuộc
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 1.778 88.923 88.923 1.778 88.923 88.923 2 .222 11.077 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
B ng 3.17. B ng ma trận thành phần sau khi xoay nhân tố
Component Matrixa
Component 1
HL2 .943
HL1 .943
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
Với phƣơng pháp rút trích nhân tố Principal components và phép xoay Varimax cho phép trích đƣợc một nhân tố duy nhất tại Eigenvalue lớn hơn 1. Tổng phƣơng sai trích = 88.923%>50% phƣơng sai trích đạt yêu cầu. Hơn nữa, các hệ số tải nhân tố của biến khá cao (đều > 0.5). Nhƣ vậy, các biến quan sát của thang đo này đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
3.3 . ĐÁNH GIÁ THANG ĐO BẰNG HỆ SỐ TIN CẬY CRONBACH „S ALPHA ALPHA
Tiêu chuẩn đánh giá thang đo: Chỉ những biến có Hệ số tƣơng quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0.3 và có Hệ số Cronbach‟s Alpha lớn hơn 0.6 mới đƣợc xem là chấp nhận đƣợc và thích hợp đƣa vào phân tích những bƣớc tiếp theo (Nunnally và BernStein, 1994).
Sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) ở trên, đã tóm gọn thành 5 nhân tố với 20 biến quan sát, tác giả tiến hành đánh giá và kiểm định thang đo. Kết quả phân tích Cronbach‟s alpha của đề tài đƣợc thể hiện cụ thể nhƣ sau:
Đánh giá độ tin cậy thang đo của nhân tố Hữu hình (HH)
B ng 3.18. Kết qu kiểm định thang đo nhân tố hữu hình
Cronbach's Alpha = 0.760
Số biến quan sát: 2
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại biến này
HH2 3.12 1.282 .654 .714
HH3 2.53 .613 .654 .755
Nhân tố hữu hình gồm 2 biến quan sát HH2, HH3 có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.760 (lớn hơn 0.6). Hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3) nên tất cả đƣợc giữ lại.
Đánh giá độ tin cậy thang đo của nhân tố tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ (TCI)
B ng 3.19. Kết qu kiểm định thang đo nhân tố tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ
Cronbach's Alpha = 0.823
Số biến quan sát: 6
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại
biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại
biến này HH1 13.38 18.711 .413 .828 TCI1 13.90 15.720 .644 .783 TCI2 13.92 15.850 .681 .775 TCI4 13.86 16.455 .638 .785 TCI5 13.97 17.460 .484 .817 TCI6 13.95 15.886 .686 .774
Nhân tố “tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ” bao gồm 6 biến quan sát (TC1, TC2, TC4, TCI5, TCI6, HH1), có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.823 (lớn hơn 0.6). Và hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3). Cho nên thang đo nhân tố tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ đạt yêu cầu.
Đánh giá độ tin cậy thang đo của nhân tố tin cậy về lời hứa với khách hàng (TCII)
Bảng 3.20. Kết quả kiểm định thang đo nhân tố tin cậy về lời hứa với khách hàng
Cronbach's Alpha = 0.836
Số biến quan sát: 3
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại
biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại
biến này
TCII1 8.06 2.304 .832 .646
TCII2 8.00 2.600 .640 .827
TCII3 8.15 2.307 .641 .838
Nhân tố “tin cậy về lời hứa với khách hàng” bao gồm 3 biến quan sát (TCII1, TCII2, TCII3), có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.836 (lớn hơn 0.6). Và hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3). Cho nên thang đo nhân tố tin cậy về lời hứa với khách hàng đạt yêu cầu.
B ng 3.21. Kết qu kiểm định thang đo nhân tố đồng c m và đáp ứng
Cronbach's Alpha= 0.870
Số biến quan sát: 6 Trung bình thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại
biến này DC1 17.37 11.555 .786 .831 DC2 17.35 11.297 .638 .854 DC3 17.48 11.255 .720 .839 DC4 17.53 11.552 .680 .846 DC5 17.80 11.316 .545 .876 DC7 17.36 11.841 .715 .842
Nhân tố “Đồng cảm và đáp ứng (DC)” bao gồm 6 biến quan sát (DC1, DC2, DC3, DC4, DC5, DC7), có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.87 (lớn hơn 0.6). Và hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Đồng cảm và đáp ứng đạt yêu cầu.
Đánh giá độ tin cậy thang đo của nhân tố mạng lƣới
B ng 3.22. Kết qu kiểm định thang đo nhân tố mạng lưới
Cronbach's Alpha = 0.770
Số biến quan sát: 2
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại biến này
ML1 6.12 4.255 .739 .530
ML2 6.18 5.684 .408 .892
Nhân tố mạng lƣới bao gồm 2 biến quan sát (ML1, ML2) có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.770 (lớn hơn 0.6). Và hệ số tƣơng quan biến tổng
của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3). Cho nên thang đo nhân tố mạng lƣới đạt yêu cầu.
Đánh giá độ tin cậy thang đo của biến phụ thuộc (HL)
B ng 3.23. Kết qu kiểm định thang đo nhân tố mạng lưới
Cronbach's Alpha = 0.852
Số biến quan sát: 2
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach‟s Alpha nếu loại biến này
HL1 3.00 1.149 .778
HL2 2.53 .613 .778
Nhân tố hài lòng bao gồm 2 biến quan sát (HL1, HL2) có hệ số Cronbach‟s Alpha bằng 0.852 (lớn hơn 0.6). Và hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (lớn hơn 0.3). Cho nên thang đo nhân tố hài l ng đạt yêu cầu.
3.4 . KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
3.4.1 . Kiểm định sự phù hợp của mô h nh nghiên cứu ằng phân tích hồi qu ội.
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá và đánh giá độ tin cậy của thang đo, tác giả tiến hành phân tích hồi quy để xác định chính xác nhân tố nào tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dich vụ thẻ của DAB – CN Đà Nẵng, đồng thời xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng khách hàng. Mô hình gồm một nhân tố phụ thuộc là sự hài l ng và năm nhân tố độc lập là (1) Hữu hình, (2) tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ, (3) tin cậy về lời hứa với khách hàng, (4) đồng cảm và đáp ứng, (5) mạng lƣới. Ta có phƣơng trình hồi quy tuyến tính nhƣ sau:
HLi = β0 + β1HHi + β2TCIi + β3TCIIi + β4DCi + β5MLi + ei
Trong đó:
- TCI: Nhân tố tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ - TCII: Nhân tố tin cậy về lời hứa với khách hàng - DC: Nhân tố đồng cảm và đáp ứng
- ML: Nhân tố mạng lƣới
- HL: Sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ của ngân hàng DAB-Đà Nẵng.
B ng 3.24. B ng đánh giá độ phù hợp của mô hình theo R2 và Durbin – Watson Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .781a .610 .600 .55381 2.053
a. Predictors: (Constant), ML, HH, TCI, TCII, DC b. Dependent Variable: HL
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, hệ số xác định R2
(R square) đƣợc s dụng. Hệ số R2 = 0.610 có nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đƣợc xây
dựng bởi 5 biến độc lập trên giải thích đƣợc 61% sự biến động của sự hài lòng khách hàng đối với dịch vụ thẻ của ngân hàng Đông Á- Chi nhánh Đà Nẵng.
Hệ số R2 trong bảng 3.24 mới chỉ cho biết sự phù hợp của mô hình hồi quy với tập dữ liệu mà chƣa thể cho biết mô hình hồi quy vừa xây dựng có phù hợp với tổng thể mà ta nghiên cứu hay không. Do đó, để xem xét sự phù hợp của mô hình hồi quy vừa xây dựng với tổng thể nghiên cứu ta s dụng kiểm định F.
B ng 3.25. Kết qu phân tích ANOVA ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 100.536 5 20.107 65.560 .000a Residual 64.407 210 .307 Total 659.773 215
a. Predictors: (Constant), ML, HH, TCI, TCII, DC b. Dependent Variable: HL
Đại lƣợng thống kê F trong bảng phân tích phƣơng sai (ANOVA) đƣợc dùng để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy với tổng thể. Ta thấy trong kết quả kiểm định này trong bảng 3.25 có trị thống kê F = 65.560 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 (α = 0.05) nên cho thấy mô hình hồi quy bội vừa xây dựng là phù hợp với tổng thể nghiên cứu và có thể đƣợc s dụng.
B ng 3.26. Hệ số hồi quy của mô hình
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -2.809 .332 - 8.469 .000 DC .488 .066 .372 7.380 .000 .731 1.369 TCI .315 .050 .289 6.345 .000 .896 1.116 TCII .230 .055 .195 4.196 .000 .857 1.167 ML .120 .038 .143 3.160 .002 .913 1.095 HH .437 .056 .340 7.801 .000 .981 1.020 a. Dependent Variable: HL
Trong bảng kiểm định hệ số hồi quy, các hệ số hồi quy mang dấu dƣơng thể hiện các yếu tố trong mô hình hồi quy có ảnh hƣởng thuận chiều đến sự
hài lòng của khách hàng và giá trị Sig. của các nhân tố đều nhỏ hơn 0.05, nên tất các các biến đều có ý nghĩa thống kê.
Nhƣ vậy dựa vào bảng 3.26, phƣơng trình hồi quy các nhân tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thẻ của ngân hàng Đông Á – Chi nhánh Đà Nẵng đƣợc đƣa ra nhƣ sau:
HLi = - 2.809 + 0.437HHi +0.315TCIi +0.23TCIIi +0.488DCi +0.120MLi + ei
Từ kết quả hồi quy trên cho thấy sự hài lòng của khách hàng chịu tác động nhiều nhất bởi yếu tố đồng cảm và đáp ứng (β4 = 0.488), và ít chịu tác động nhất là nhân tố mạng lƣới (β5 = 0.120).
3.4.2 . Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan
Căn cứ trên kết quả ở bảng 3.24, ta có hệ số Durbin-Watson là 2.053.
Tra bảng thống kê Durbin - Watson để tìm dL và dU với n là số quan sát, k là số biến độc lập.
Với n = 216 và k=5 ta có dL = 1.718 và dU = 1.820. Tiến hành kiểm tra sự tự tƣơng quan thấy đƣợc rằng dU < 2.053 < 4 – dU, mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc nhất.
3.4.3 . Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tu ến
Theo kết quả bảng 3.26 ta có: các hệ số VIF (Variance inflation factor) đều hớn hơn 1 và nhỏ hơn 2 (đạt chuẩn nhỏ hơn 10) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập ảnh hƣởng không đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
3.4.4 . Kiểm định giả thu ết
Sau khi tiến hành phân tích hồi quy, ta thấy không có biến nào bị loại ra khỏi mô hình. Tiếp theo tác giả tiến hành nghiên cứu kiểm định giả thuyết của mô hình nghiên cứu đã đề ra.
- Giả thuyết H1: Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố hữu hình và sự hài lòng của khách hàng.
Hệ số hồi quy giữa biến hữu hình (HH) và sự hài lòng của khách hàng (HL) là 0.437 và với Sig.=.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Cho nên giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận.
-Giả thuyết H2: Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố độ tin cậy về quá trình cung cấp dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng.
Hệ số hồi quy giữa biến độ tin cậy (TCI) và sự hài lòng của khách hàng (HL) là 0.315 và với Sig.=.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Cho nên giả thuyết