7. Kết cấu của đề tài nghiên cứu
3.2.2. Phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc
Bảng 3.6. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s biến phụ thuộc
Kiểm định KMO và Bartlett’s
Kiểm định KMO 0.834
Kiểm định Bartlett’s Chi bình phƣơng 891.735
Bậc tự do (df) 10
Mức ý nghĩa 0.000
Từ bảng KMO và Bartlett’s trên ta dễ dàng nhận thấy, kết quả phân tích nhân tố khám phá với KMO = 0.834 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s với p(Chi-
square, df) = 0.000 < 0.05 nên có thể kh ng định dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố.
Ph n tích cũng đã rút trích từ 5 chỉ báo thành 1 nhân tố chính có Eigenvalues = 3.950 và tổng phƣơng sai tích lũy là 79.008% > 50% với tất cả các hệ số tải đều lớn hơn 0.4, ma trận thành phần đƣợc giới thiệu tại biểu Component matrix (trƣờng hợp này, vì chỉ có một nhân tố nên không thể hiện ma trận xoay nhân tố) (Phụ lục 5.5).
Vì chỉ có một biến phụ thuộc duy nhất trong mô hình nên nhân tố đƣợc rút trích chỉ có một và đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo sau: LTT1, LTT2, LTT3, LTT4, LTT5.
Như vậy, sau bốn lần phân tích nhân tố khám phá kết quả thu đƣợc là thang đo đƣợc hiệu chỉnh chỉnh lại gồm 4 nhân tố và 10 chỉ báo, đặt tên cho các nhân tố nhƣ sau:
Nhân tố F1: bao gồm các chỉ báo STM1, STM2, STM3 đƣợc đặt tên là Sự thỏa mãn.
Nhân tố F2: bao gồm các chỉ báo QDL2, QDL3, QDL1 đƣợc đặt tên là Quyết định lựa ch n NH.
Nhân tố F3: bao gồm các chỉ báo TQL4, TQL5 đƣợc đặt tên là Thói quen lựa ch n NH.
Nhân tố F4: bao gồm các chỉ báo TQL1, TQL3 đƣợc đặt tên là Thói quen lựa ch n NH ban đầu.
Nhân tố LTT: bao gồm các chỉ báo LTT1, LTT2, LTT3, LTT4, LTT5 g i là Lòng trung thành.
3.3. KIỂM ĐỊNH ĐỘ TIN CẬY C C THANG ĐO
3.3.1. Phân tích tính nhất quán nội tại với biến độc lập
- Phân tích tính nhất quán nội tại đối với biến Sự thỏa mãn
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá trên có thể thấy rằng biến Sự thỏa mãn đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo: STM1, STM2, STM3. Kết quả phân tích và diễn giải dữ liệu nhƣ sau:
Trong toàn bộ mẫu bao gồm 210 đối tƣợng đều tham gia vào quá trình phân tích và không có một đối tƣợng bị loại vì thiếu dữ liệu (Phụ Lục 7.1 - Bảng Case Processing Summary).
Bảng 3.7. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần Sự thỏa mãn
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Cronbach’s Alpha = 0.914
STM1 7.57 2.256 0.878 0.834
STM2 7.76 2.144 0.799 0.912
STM3 7.52 2.595 0.828 0.885
Kết quả từ bảng 3.7 cho thấy, hệ số Cronbach’s alpha = 0.914, nhƣ vậy 0.90 ≤ α < 1 cho thấy mức độ nhất quán bên trong giữa 3 chỉ báo của biến Sự thỏa mãn là có thể chấp nhận đƣợc nhƣng kh ng tốt.
Điều kiện để một chỉ báo đƣợc giữ lại nếu bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội (hệ số tƣơng quan biến tổng) của chỉ báo đ phải lớn hơn 0.3. Hệ số tƣơng quan biến tổng của Sự thỏa mãn cho thấy: tất cả các chỉ báo đều lớn hơn 0.3 nên đều đƣợc giữ lại. Nếu loại bỏ bất kỳ chỉ báo nào cũng đều làm
giảm độ tin cậy của thang đo, điều đ đƣợc thể hiện qua cột Cronbach’s alpha nếu loại biến này.
- Phân tích tính nhất quán nội tại đối với biến Quyết định lựa chọn
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá, biến Quyết định lựa ch n đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo: QDL2, QDL3, QDL1.
Kết quả phân tích tính nhất quán nội tại của biến Quyết định lựa ch n nhƣ sau:
Có thể nhận thấy rằng Cronbach’s lpha = 0.890 nằm trong khoảng từ 0.70 đến 0.90 là chấp nhận đƣợc. Nên ta có thể kh ng định đảm bảo tính nhất quán nội tại của thang đo Quyết định lựa ch n.
Thông qua bảng kết quả trên cho thấy, tất cả các chỉ báo đều lớn hơn 0.3 nên đều đƣợc giữ lại. Nếu loại bỏ bất kỳ chỉ báo nào cũng đều làm giảm độ tin cậy của thang đo, điều đ đƣợc thể hiện qua cột Cronbach’s Alpha nếu loại biến này.
Bảng 3.8. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần Quyết định lựa chọn
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Cronbach’s Alpha = 0.890
QDL2 7.36 2.719 0.745 0.878
QDL3 7.60 2.252 0.870 0.765
QDL1 7.76 2.622 0.748 0.876
Bảng 3.9. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần Thói quen lựa chọn
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Cronbach’s Alpha = 0.588
TQL4 3.77 1.118 0.438 0.000
TQL5 3.93 0.593 0.438 0.000
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá, biến Thói quen lựa ch n đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo: TQL4, TQL5.
Kết quả phân tích tính nhất quán nội tại của biến Thói quen lựa ch n nhƣ sau:
Hệ số Cronbach’s lpha = 0.588 gần bằng 0.6 kh ng định tính nhất
quán nội tại của thang đo chƣa thực sự tốt vì vậy các chỉ báo TQL4, TQL 5
đều bị loại bỏ.
- Phân tích tính nhất quán nội tại đối với biến Thói quen lựa chọn ban đầu
Bảng 3.10. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần thói quen lựa chọn ban đầu
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Cronbach’s Alpha = 0.151
TQL1 3.44 0.822 0.82 0.000
TQL3 2.99 1.033 0.82 0.000
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá, biến Thói quen lựa ch n ban đầu đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo: TQL1, TQL3.
Có thể nhận thấy rằng Cronbach’s lpha = 0.151 nhỏ hơn 0.6 nên c thể kh ng định tính nhất quán nội tại của thói quen lựa ch n ban đầu chƣa tốt, vì vậy các chỉ báo TQL1, TQL3 đều bị loại bỏ.
3.3.2. Phân tích tính nhất quán nội tại với biến phụ thuộc
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá đối với biến phụ thuộc, biến sự hài lòng đƣợc đo lƣờng bởi các chỉ báo: LTT1, LTT2, LTT3, LTT4, LTT5.
Bảng 3.11. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần Lòng trung thành
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Bình phƣơng hệ số tƣơng quan bội Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Cronbach’s Alpha = 0.929 LTT1 14.36 9.752 0.842 0.906 LTT2 13.95 10.715 0.845 0.911 LTT3 15.07 8.918 0.817 0.916 LTT4 14.74 10.099 0.799 0.915 LTT5 14.07 10.067 0.806 0.913
Hệ số Cronbach’s lpha = 0.929 > 0.9, điều đ cho phép kh ng định mức độ nhất quán bên trong giữa 5 biến chỉ báo của biến Lòng trung thành là cao.
Hệ số tƣơng quan biến tổng cho thấy tất cả các chỉ báo đều lớn hơn 0.3 nên các chỉ báo này đều đƣợc giữu lại.
Như vậy, sau khi phân tích nhân tố khám phá thang đo đƣợc hiệu chỉnh chỉnh lại gồm 4 nhân tố và 10 chỉ báo. Tuy nhiên, khi kiểm định độ tin cậy thang đo kết quả cho thấy tất cả các hệ số Cronbach’s lpha nh n tố F1, F2
cao, hệ số Cronbach’s Alpha nhân tố F3, F4 đều nhỏ hơn 0.60 nên bị loại bỏ. Vì vậy thang đo hiệu chỉnh còn lại 2 nhân tố bao gồm 6 biến quan sát (Phụ lục 06).
3.4. PHÂN TÍCH HỒI QUY
3.4.1. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
- Giả thuyết:
H0: Sự biến thiên của LTT kh ng đƣợc giải thích bởi các nhân tố F (hay các biến F kh ng liên quan đến LTT).
H1: Sự biến thiên của LTT đƣợc giải thích bởi các nhân tố F (hay các
biến F liên quan đến LTT).
- Phương pháp kiểm định:
Tác giả s dụng kiểm định Fisher để kiểm định sự phù hợp của mô hình. Phân tích bằng SPSS cho kết quả nhƣ sau:
Bảng 3.12. Kết quả phân tích phương sai ANOVAb
Mô hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng Kiểm định F Mức ý nghĩa Hồi quy 86.234 2 43.117 217.973 .000a Phần dƣ 40.947 207 .198 Tổng 127.181 209 Qua bảng ANOVAb, vì hệ số F = 217.973 và p(F) = 0.000 < 0.05 (mức ý nghĩa a=0.05) nên bác bỏ giả thiết Ho. Vì vậy, có thể kh ng định tồn tại mối quan hệ giữa các biến F với biến LTT hay có thể nói Lòng trung thành của
khách hàng phụ thuộc vào sự nhận biết về nhân tố Sự thỏa mãn, Quyết định lựa ch n ngân hàng của khách hàng
3.4.2. Kiểm định giả thuyết
- Giả thuyết:
Giả thuyết H1: Nhân tố Sự thỏa mãn nào đƣợc đánh giá cao thì Lòng trung thành của khách hàng càng cao và ngƣợc lại.
Giả thuyết H2: Nhân tố Quyết định lựa ch n ngân hàng nào đƣợc đánh giá cao thì Lòng trung thành của khách hàng càng cao và ngƣợc lại.
- Phương pháp kiểm định:
Tác giả s dụng kiểm định t-Student để kiểm định các giả thiết H1, H2 nhƣ sau:
Từ bảng 3.13 của mô hình hồi quy ta thấy nhân tố F1 có sig. = 0.000 < mức ý nghĩa α = 0.05 và hệ số hồi quy beta F1 = 0.793 > 0 nên biến F1 có quan hệ thuận chiều với biến LTT, vậy có thể kh ng định giả thuyết H1 đƣợc ủng hộ, tức là nhân tố Sự thỏa mãn nào cao thì Lòng trung thành của khách hàng càng cao và ngƣợc lại.
Bảng 3.13. Kết quả hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa B Độ lệch chuẩn Beta Hệ số -.066 .196 -.338 .736 F1 .793 .043 .760 18.515 .000 F2 .170 .041 .170 4.137 .000
Từ bảng trên của mô hình hồi quy ta thấy nhân tố F2 có sig. = 0.000 < mức ý nghĩa α = 0.05 và hệ số hồi quy beta F2 = 0.170 > 0 nên biến F2 có
chấp nhận, tức là nhân tố Quyết định lựa ch n nào cao thì Lòng trung thành của khách hàng càng cao và ngƣợc lại.
Nhƣ vậy, các giả thuyết H1, H2 của m hình đều đƣợc chấp nhận.
3.4.3. Mô hình nghiên cứu sau kiểm định
Dựa vào bảng 3.13 trên ta viết lại mô hình hồi quy tổng thể nhƣ sau: LTT = -0.066 + 0.793*F1 + 0.170*F2 +
ε
iTừ phƣơng trình trên ta thấy Lòng trung thành của khách hàng có liên quan đến các yếu tố Sự thỏa mãn và Quyết định lựa ch n ngân hàng và mối quan hệ này là thuận chiều với nhau (hệ số Beta chuẩn hóa các biến độc lập đều > 0). Với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.793, cao nhất so với hệ số Beta chuẩn hóa của biến còn lại nên yếu tố F1 có ảnh hƣởng lớn đến Lòng trung thành của khách hàng.
Dựa vào kết quả nghiên cứu trên tác giả minh h a mô hình nghiên cứu sau cùng bằng hình 3.6:
Hình 3.6. Mô hình nghiên cứu sau cùng
Tóm lại, kết quả phân tích hồi quy ở trên thể hiện rõ cả hai nhân tố đều có ảnh hƣởng tỷ lệ thuận với lòng trung thành của khách hàng đối với Ngân hàng. Trong đ , nh n tố Sự thỏa mãn c tác động nhiều nhất đến Lòng trung thành của khách hàng (beta=0.793), điều đ chứng tỏ khách hàng phải cảm nhận đƣợc sự thỏa mãn về chất lƣợng dịch vụ các sản phẩm của ngân hàng mới quyết định lòng trung thành với ngân hàng. Vì vậy, chi nhánh Ngân hàng
SỰ THỎA MÃN
QUYẾT ĐỊNH LỰA CHỌN
LÒNG TRUNG THÀNH
cần xem yếu tố Sự thỏa mãn là thƣớc đo đánh giá Lòng trung thành của khách hàng với ngân hàng, chi nhánh Ngân hàng cần nâng cao chất lƣợng dịch vụ các sản phẩm để tăng sự thỏa mãn của khách hàng điều này quyết định đến việc “giữ ch n” khách hàng của ngân hàng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Chƣơng này đã trình bày kết quả nghiên cứu lòng trung thành của khách hàng đối với ngân hàng NN&PTNT Việt Nam - chi nhánh thị xã Ayun Pa - Gia Lai. Qua các bƣớc thực hiện phân tích nhân tố và kiểm định độ tin cậy của các thang đo và ph n tích hồi quy, mô hình nghiên cứu cuối cùng có 2 thành phần bao gồm: thành phần Sự thỏa mãn, thành phần Quyết định lựa ch n. Chƣơng tiếp theo sẽ tập trung đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm nâng lòng trung thành của khách hàng đối với ngân hàng.
CHƢƠNG 4
MỘT SỐ KIẾN NGHỊ NHẰM NÂNG CAO LÒNG TRUNG
THÀNH CỦA KHÁCH HÀNG VỚI NGÂN HÀNG NN&PTNT
VIỆT NAM - CHI NH NH THỊ XÃ AYUN PA, TỈNH GIA LAI
4.1. NHẬN XÉT CHUNG VỀ LÕNG TRUNG THÀNH CỦA KH CH HÀNG VỚI NGÂN HÀNG NN&PTNT VIỆT NAM - CHI NH NH THỊ XÃ AYUN PA, TỈNH GIA LAI
Theo kết quả kiểm định mô hình và các giả thuyết nghiên cứu, ta kh ng định đƣợc là lòng trung thành của khách hàng tại ngân hàng NN&PTNT
Việt Nam - chi nhánh thị xã Ayun Pa, tỉnh Gia Lai đƣợc đo lƣờng trong
mối quan hệ tác động của 2 yếu tố là Sự thỏa mãn, Quyết định lựa ngân hàng của khách hàng.
Trong nghiên cứu này, về thực trạng Lòng trung thành và các yếu tố có ảnh hƣởng đến lòng trung thành đƣợc phản ánh qua đánh giá của khách hàng cho mỗi tiêu chí trong các thang đo yếu tố này, đƣợc đo lƣờng theo thang đo Likert 5 bậc, trong đ thấp nhất là bằng 1 và cao nhất là bằng 5.
Kết quả khảo sát các đánh giá của khách hàng thể hiện qua các giá trị trung bình (mean) trong các bảng sau đ y.
Bảng 4.1. Thống kê mô tả Sự thỏa mãn của khách hàng
Statistics STM1 STM2 STM3 N Valid 210 210 210 Missing 0 0 0 Mean 3.86 3.67 3.90 Mode 4 4 4 Std. Deviation .806 .893 .719
Khách hàng khá hài lòng với dịch vụ của ngân hàng với mức đánh giá trung bình trên 3 (Bình thƣờng) và mức độ 4 (Đồng ý) đƣợc khách hàng đánh giá nhiều nhất.
47.6% khách hàng đồng ý rằng NH đáp ứng nhu cầu của h , 21.4% rất đồng ý, 26.4% cảm thấy bình thƣờng và chỉ 4.8% kh ng đồng ý.
54.8% khách hàng đồng ý rằng NH đáp ứng kỳ v ng của h , 11.9% rất đồng ý, 26.2% bình thƣờng và chỉ 4.8% và 2.4% rất kh ng đồng ý và không đồng ý.
Cũng c khoảng 54.8% khách hàng cảm thấy hài lòng về dịch vụ của ngân hàng, 19% rất hài lòng, 23.8% bình thƣờng và 2.4% không hài lòng.
Bảng 4.2. Thống kê mô tả Quyết định lựa chọn ngân hàng
Statistics QDL2 QDL3 QDL1 N Valid 210 210 210 Missing 0 0 0 Mean 3.76 3.60 4.00 Mode 4 4 4 Std. Deviation .897 .849 .818 Mức độ đồng ý đƣợc khách hàng đánh giá nhiều nhất. Có 47.6% khách hàng luôn cân nhắc k trƣớc khi lựa ch n một ngân hàng, 52.4% khách hàng cho rằng quyết định ch n ng n hàng ban đầu của mình là rất quan tr ng, 52.4% khách hàng lu n so sánh các ng n hàng trƣớc khi lựa ch n ngân hàng để giao dịch. Điều đ cho thấy khách hàng rất cân nhắc trƣớc khi muốn lựa ch n một ng n hàng để giao dịch và gắn b trong m i trƣờng cạnh tranh nhiều ng n hàng thƣơng mại nhƣ hiện nay.
Kết quả này giải thích tại sao yếu tố Quyết định lựa ch n ngân hàng lại có ảnh hƣởng trực tiếp đến Lòng trung thành khách hàng tại ngân hàng Agribank CN TX Ayunpa – tỉnh Gia Lai.
Bảng 4.3. Thống kê mô tả Lòng trung thành của khách hàng
Statistics Không muốn đổi NH KH sẽ tiếp tục s dụng dịch vụ NH KH ƣu tiên NH NH sẽ là lựa ch n đầu tiên KH sẽ giới thiệu NH N Valid 210 210 210 210 210 Missing 0 0 0 0 0 Mean 3.6905 4.0952 2.9762 3.3095 3.9762 Mode 3.00 4.00 3.00a 3.00 4.00a Std. Deviation .88820 .71917 1.06011 .86085 .86085 Lòng trung thành của khách hàng đối với ngân hàng ở mức khá cao. Hầu hết khách hàng cho rằng h sẽ tiếp tục s dụng dịch vụ của NH này với 31%
