7. Kết cấu của đề tài nghiên cứu
3.1. MÔ TẢ MẪU ĐIỀU TRA
Mẫu đƣợc lấy theo phƣơng pháp thuận tiện. Thông tin về đặc điểm mẫu nghiên cứu đƣợc thể hiện nhƣ trong bảng. H là những khách hàng của NH NN&PTNT VN CN TX Ayun Pa, tỉnh Gia Lai.
Số phiếu điều tra đƣợc là 415 phiếu. Sau khi kiểm tra, loại bỏ 70 phiếu trả lời không hợp lệ, còn lại 345 phiếu. Nhƣ vậy với 345 phiếu còn lại đáp ứng đƣợc yêu cầu kích cỡ mẫu cần phân tích là 210.
- Theo độ tuổi
Hình 3.1. Biểu đồ cơ cấu độ tuổi của các khách hàng được phỏng vấn
Trong số khách hàng đƣợc phỏng vấn, có 15 khách hàng dƣới 18 tuổi, chiếm 7.1%, 65 khách hàng từ 18 đến 30 tuổi, chiếm 31%, 75 khách hàng từ 30 đến 40 tuổi chiếm 35.7% và 55 khách hàng trên 40 tuổi chiếm 26.2% .
- Theo giới tính
Kết quả khảo sát cho thấy có 98 nam và 112 nữ tham gia trả lời phỏng vấn, số lƣợng nam chiếm 46.7% và nữ chiếm 53.3%. Từ kết quả trên, có thể
hàng Agribank chi nhánh thị xã Ayunpa – tỉnh Gia Lai là khá tƣơng đƣơng nhau.
Hình 3.2. Biểu đồ cơ cấu giới tính của các khách hàng được phỏng vấn - Theo trình độ học vấn
Hình 3.3. Biểu đồ cơ cấu trình độ học vấn của các khách hàng được phỏng vấn
Theo kết quả khảo sát, số lƣợng lớn nhất là những ngƣời c trình độ trung cấp, c 65 ngƣời chiếm 31%. Số lƣợng c trình độ cao đ ng và đại h c c 55 ngƣời chiếm 26.2%. Số lƣợng c trình độ sau đại h c c 25 ngƣời chiếm 11.9%.
Số lƣợng c trình độ cấp 3 c 50 ngƣời chiếm 23.8%. Số ngƣời có trình độ cấp 1 và cấp 2 chiếm tỷ lệ nhỏ 2.4% và 4.8%.
- Theo nghề nghiệp
Hình 3.4. Biểu đồ cơ cấu nghề nghiệp của các khách hàng được phỏng vấn
Trong số những khách hàng đƣợc phỏng vấn, chiếm nhiều nhất là công chức - viên chức, 55 ngƣời, tƣơng đƣơng 26.2%. Làm nghề tự do là 35 ngƣời, chiếm 16.7% và cán bộ quản lý chiếm 11.9%. Số khách hàng tự kinh doanh đƣợc phỏng vấn là 30 ngƣời, chiếm 14.3% trong tổng số phiếu trả lời. Công nhân - nhân viên là 35 ngƣời, chiếm 16.7%. Số khách hàng là h c sinh - sinh viên và nội trợ chiếm tỷ lệ bằng nhau là 5 ngƣời chiếm 7.1%.
- Theo thu nhập trung bình một tháng
Số ngƣời tham gia phỏng vấn có thu nhập từ 5 - 10 triệu đồng/tháng chiếm tỷ lệ cao nhất là 70 ngƣời, chiếm 33.3%. Tiếp theo là nhóm ngƣời có thu nhập dƣới 5 triệu, 65 ngƣời, chiếm 31%.
Hình 3.5. Biểu đồ cơ cấu thu nhập của các khách hàng được phỏng vấn
Số ngƣời có thu nhập từ 10 - 15 triệu là 50 ngƣời, chiếm 23.8%; trên 15 triệu là 25 ngƣời, chiếm 11.9%.
Nhƣ vậy, số ngƣời tham gia phỏng vấn có thu nhập tƣơng đối ổn định.
3.2. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KH M PH 3.2.1. Phân tích nhân tố cho biến độc lập - Phân tích nhân tố lần 1
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s lần 1
Kiểm định KMO và Bartlett’s
Kiểm định KMO 0.764
Kiểm định Bartlett’s Chi bình phƣơng 1919.380
Bậc tự do (df) 120
Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố lần 1 cho thấy, giá trị KMO = 0.764 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s c Chi bình phƣơng = 1919.380; df = 120 nên p(Chi-Square, df) = 0.000 < 0.05 cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố EFA.
Trong bảng thể hiện tổng phƣơng sai trích (Total Variance Explained - Phụ lục 5.1) cho thấy có thể rút trích từ 16 biến quan sát thành 5 nhân tố có giá trị riêng eigenvalues lớn hơn hoặc bằng 1 (ở đ y nghiên cứu s dụng nguyên tắc rút trích với giá trị riêng lớn hơn hoặc bằng 1), với phƣơng sai trích tích lũy bằng 73.017% thỏa mãn điều kiện phƣơng sai tích lũy ≥ 50%.
Dựa trên phân tích bảng của bảng ma trận nhân tố xoay (Rotated Component Matrixa - Phụ lục 5.1) chỉ báo RC2 tƣơng quan cùng một lúc với 2 hoặc 3 nhân tố (factor) nên chỉ báo này bị loại bỏ.
- Phân tích nhân tố lần 2
Bảng 3.2. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s lần 2
Kiểm định KMO và Bartlett’s
Kiểm định KMO 0.769
Kiểm định Bartlett’s Chi bình phƣơng 1810.446
Bậc tự do (df) 105
Mức ý nghĩa 0.000
Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố lần 2 cho thấy, giá trị KMO = 0.769 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s c Chi bình phƣơng = 1810.446; df = 105 nên p(Chi-Square, df) = 0.000 < 0.05 cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố EFA.
Trong bảng thể hiện tổng phƣơng sai trích (Total Variance Explained - Phụ lục 5.2) cho thấy có thể rút trích từ 15 biến quan sát thành 5 nhân tố có
nguyên tắc rút trích với giá trị riêng lớn hơn hoặc bằng 1), với phƣơng sai trích tích lũy bằng 75.401% thỏa mãn điều kiện phƣơng sai tích lũy ≥ 50%.
Dựa trên phân tích bảng của bảng ma trận nhân tố xoay (Rotated Component Matrixa - Phụ lục 5.2) chỉ báo TQL6 tƣơng quan cùng một lúc với 2 nhân tố (factor) nên chỉ báo này bị loại bỏ.
- Phân tích nhân tố lần 3
Bảng 3.3. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s lần 3
Kiểm định KMO và Bartlett’s
Kiểm định KMO 0.770
Kiểm định Bartlett’s Chi bình phƣơng 1627.313
Bậc tự do (df) 91
Mức ý nghĩa 0.000
Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố lần 3 cho thấy, giá trị KMO = 0.770 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s c Chi bình phƣơng = 1627.313; df = 91 nên p(Chi-Square, df) = 0.000 < 0.05 cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố EFA.
Trong bảng thể hiện tổng phƣơng sai trích (Total Variance Explained - Phụ lục 5.3) cho thấy có thể rút trích từ 14 biến quan sát thành 4 nhân tố có giá trị riêng eigenvalues lớn hơn hoặc bằng 1 (ở đ y nghiên cứu s dụng nguyên tắc rút trích với giá trị riêng lớn hơn hoặc bằng 1), với phƣơng sai trích tích lũy bằng 69.277% thỏa mãn điều kiện phƣơng sai tích lũy ≥ 50%.
Dựa trên phân tích bảng của bảng ma trận nhân tố xoay (Rotated Component Matrixa - Phụ lục5.3) chỉ báo STM4, RC1, TQL2, RC3, tƣơng quan cùng một lúc với 2 nhân tố (factor) nên chỉ báo này bị loại bỏ.
- Phân tích nhân tố lần 4
Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố lần 4 cho thấy, giá trị KMO = 0.742 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s c Chi bình phƣơng = 1508.6000; df = 89 nên p(Chi-Square, df) = 0.000 < 0.05 cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố EFA.
Bảng 3.4. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s lần 4
Kiểm định KMO và Bartlett’s
Kiểm định KMO 0.742
Kiểm định Bartlett’s Chi bình phƣơng 1508.6000
Bậc tự do (df) 89
Mức ý nghĩa 0.000
Trong bảng thể hiện tổng phƣơng sai trích (Total Variance Explained - Phụ lục 5.4) cho thấy có thể rút trích từ 10 biến quan sát thành 4 nhân tố có giá trị riêng eigenvalues lớn hơn hoặc bằng 1 (ở đ y nghiên cứu s dụng nguyên tắc rút trích với giá trị riêng lớn hơn hoặc bằng 1), với phƣơng sai trích tích lũy bằng 77.361% thỏa mãn điều kiện phƣơng sai tích lũy ≥ 50%.
Dựa vào bảng ma trận nhân tố xoay (Rotated Component Matrixa - Phụ lục 5.4) và cụ thể bảng 3.5, không có chỉ báo nào có giá trị factor loading tƣơng quan cùng một lúc với 2 nhân tố (factor) nên không có chỉ báo nào bị loại bỏ.
Bảng 3.5. Ma trận nhân tố đã xoay lần 4 Ma trận nh n tố đã xoay Nh n tố 1 2 3 4 STM1 .917 STM3 .902 STM2 .876 QDL2 .927 QDL3 .863 QDL1 .859 TQL4 .843 TQL5 .799 TQL1 .906 TQL3 .446
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