Mau được sử dụng trong nghiên cứu được chọn theo phương pháp lấy mẫu thuận tiện. Đây là phương pháp chọn mẫu phi xác suất và tác giả sẽ tiếp cận những người tham gia theo phương pháp thuận tiện. Phương pháp lấy mẫu này phù hợp khi thời gian và không gian ngắn không cho phép cũng như thuận tiện cho người tham gia khảo sát. Tuy nhiên, phương pháp này khiến tác giả khó kiểm soát chất lượng kết quả khảo sát.
Về kích thước mẫu, theo Hair & ctg (2006) tỉ lệ số quan sát / biến đo lường nên theo tỉ lệ 5:1 tức cứ mỗi một biến quan sát thêm có 5 khảo sát. Theo đó, nghiên cứu của đề tài có tất cả 28 biến quan sát vậy kích thước mẫu nên tối thiểu bằng 5*28=140. Mặt khác, theo Tabachnick & Fidell (2007), kích thước mẫu nên được tính như sau: N ≥ 50 + 8p trong đó p là số biến độc lập cho vào mô hình. Áp dụng
vào nghiên cứu, khảo sát bao gồm 5 biến độc lập nên N ≥50 + 8*5 ≥90mẫu quan sát.
Trong nghiên cứu này, thang đó bao gồm 28 biến quan sát. Khảo sát được phát
bằng công cụ Google Form với 200 khảo sát được gửi trực tiếp đến khách hàng thông
qua hệ thống mạng xã hội chung giữa khách hàng và công ty. Khảo sát sau đó nhận lại được 156 phiếu trả lời hợp lệ vậy nên kích thước mẫu của nghiên cứu của đề tài là n = 156 phù hợp với cả hai lý thuyết đề cập trên. Bảng khảo sát được đính kém trong Phụ lục của đề tài.
2.2. Phân tích xác định các thành phần trong biến độc lập của mô hình.
2.2.1. Phân tích độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha:
Các thang đo được kiểm định về mức độ phù hợp tương quan lẫn nhau bằng công cụ Cronbach’s Alpha. Kiểm định Cronbach’s Alpha đánh giá một tập hợp các tiêu chí biến quan sát có cùng thể hiện các khía cạnh khác nhau của cùng một biến độc lập hay không.
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Hệ số Cronbach’s Alpha có giá trị biến thiên trong đoạn [0,1] và có tiêu chuẩn kiểm định bao gồm 3 yếu tố chính:
- Từng biến có hệ số tương quan biến tổng Corrected Item - Total Correction
≥ 0.3 (Theo Nunally, J. 1978 )
- Giá trị hệ số Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên có thể sử dụng (Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2008)
- Hệ số Cronbach’s Alpha nếu bỏ đi một trong các biến không cao hơn hệ số Cronbach’s tổng hiện tại của nhóm.
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của từng nhóm biến đều thu được kết quả đạt yêu cầu có thể sử dụng đánh giá và được trình bày chi tiết trong Phụ lục đính kèm
___________________________Ccmpq∏⅛⅞1___________________________ 1 2 3 4 5 FH02 770 . FnGl Jfl DI HHC3 . *375 FHOS 007 . FHC4 . 512 DFQQQ 700 . DfTGOi 670 . DTDŨ4 . 62C DTTO01 41 2 DT CO a . S12 DCOC . 723 Dcoe . 723 DC04 .697 DCG5 . KH DCOT . 67⅛ DCflS . 475 KND2 .725 KNOl ,672 KNĐ5 JSW
2.2.2. Phân tích giá trị thang đo bằng nhân tố khám phá EFA:
Sau khi xác định được mức độ tin cậy của thang đo, nghiên cứu đi dánh giá giá trị của thang đo gồm hai giá trị quan trọng chủ yếu: “Giá trị hội tụ” và “Giá trị phân biệt”.
“Giá trị hội tụ” thể hiện các biến quan sát cùng hội tụ về một nhân tố.
“Giá trị phân biệt” thể hiện các nhân tố hay biến quan sát này khác biệt với các biến quan sát khác.
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) và Nguyễn Định Thọ (2011), các tiêu chí đánh giá trong phân tích EFA bao gồm: Hệ số KMO (0.5 ≤
KMO
≤ 1) xem xét sự thích hợp của biến quan sát phân tích; Kiểm định Bartlett ( sig < 0.05) kiểm định giá trị hội tụ của các biến quan sát; Trị số Eigenvalue ( value ≥ 1)
nhằm đánh giá số lượng biến quan sát sẽ được giữ lại Kết quả phân tích:
Phân tích chạy phân tích mà trận xoay EFA tổng cộng 2 lần, với lần đầu tiên đã bỏ đi một biến quan sát là NL03, sau khi chạy ma trận xoay lần thứ 2, nghiên cứu đã chọn được 5 biến độc lập với các biến quan sát phù hợp được trình bày như sau:
Lê Tuấn Anh 20A4010692
Pearson Correlation 770" 1 519" 220" 312" .478" HH Sig. (Z-IaiIed) .000 .000 .006 .000 .000 N 156 156 156 156 156 156 Pearson Correlation 632" 519" 1 .196' 498" .409" DTC Sig. (2-tailed) .000 .000 .014 .000 .000 N 156 156 156 156 156 156 Pearson Correlation 284" 220" .196' 1 355” .174, DC Sig. (2-tailed) .000 .006 .014 .000 .030 N 156 156 156 156 156 156 Pearson Correlation 399" 312" 498" 355" 1 .374" KN Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 156 156 156 156 156 156 Pearson Correlation 534" 478" 40 9" .174' 374" 1 NL Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .030 .000 _________N___________________ 156 156 156 156 156 156 -Vguiijj.' Tác giá phần tích
Phân tích nhân tố khám cho biến Phụ thuộc cũng có kết quả chỉ ra 4 biến quan
sát của biến phụ thuộc cũng cùng hội tụ phân tích cho biến phụ thuộc. Chi tiết của phân tích EFA sẽ được trình bày trong Phụ lục đính kèm.
Lê Tuấn Anh 20A4010692
2.3. Phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình:
N 186 186 186 186 186 Missin g 0 0 0 0 0 0 Mean 3.86 3.66 3.28 3.89 2.90 4.02 Std. Deviation .696 .588 .616 .605 .523 .608 Min 2 2 1 2 1 2 Max 5 5 5 5 4 5 Nguôn: Tác giá phẫn tích
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) ,phân tích tương quan Pearson kiểm tra mức độ tương quan tuyến tính giữa các biến với nhau và độ mạnh có độ tương quan này. Các biến được coi là có tương quan mạnh rõ ràng khi kiểm định Sig < 0.05. Độ mạnh của tương quan dao động quanh khoảng [-1;1] càng tiến về hai cực tương quan càng mạnh.
Kết quả phân tích cho thấy các biến đều có quan hệ tuyến tính với nhau, tuy nhiên quan hệ giữa các biến độc lập hơi cao, có nguy cơ dính lỗi đa cộng tuyến, cần kiểm định đa cộng tuyến thêm ở phần tiếp theo.
2.4. Thống kê mô tả các biến trong mô hình
đó biến có giá trị trung bình cao nhất là biến Phương tiện hữu hình (HH) có giá trị trung bình rất cao 4.02. Biến này cũng có biến động kết quả hẹp hơn các biến khác khi giá trị thấp nhất chỉ là 2 và giá trị cao nhất đạt được là 5. Mức độ lệch chuẩn quanh giá trị trung bình không cao chỉ ở mức 0.608 thể hiện biến này có phần lớn giá
trị cao trên 3 điểm.
Biến có giá trị trung bình thấp nhất là biến Sự đồng cảm (DC) chỉ với 2.90/5.00
trung bình. Con số này thấp hơn đến 28% so với giá trị cao nhất là Phương tiện hữu hình. Khoảng biến động giá trị của biến cũng thấp khi không thể chạm được điểm 5, giá trị chỉ dao động từ 1 tới 4 điểm. Giá trị độ lệch chuẩn của DC thấp nhất so với các
biến càng thể hiện toàn thể tổng điểm của biến DC khá thấp quy tụ xung quanh mức trung bình 2.90.
Độ tin cậy (DTC) cũng có một giá trị trung bình khá cao với 3.66 và có độ lệch chuẩn nhỏ chỉ sau biến DC. Kết quả cho thấy dù có trung bình không cao bằng Phương tiện hữu hình nhưng những đánh giá của biến Độ tin cậy có độ cao ổn định hơn một phần nhỏ.
(Constant) 1.671 - .338 -4.547 000 .
HH 726 . 077 .538 9.467 000 . .637 1.571
Hai biến độc lập còn lại gồm Khả năng đáp ứng (KN) và Năng lực phục vụ (NL) cũng có giá trị trung bình được đánh giá cao lần lượt là 3.28 và 3.89. Giá trị biến động độ lệch chuẩn của hai biến này cũng không khác nhiều so với các biến độc
lập còn lại với .616 và .605. Tuy nhiên, biến NL mức trung bình cao hơn, đồng thời có độ biến động tối đa thấp hơn khi chỉ dao động từ 2 dến 5 trong khi con số này với KN là từ 1 đến 5.
Biến phụ thuộc Sự hài lòng về chất lượng dịch vụ (CLDV) có giá trị trung bình tương đối cao với 3.86, lệch tiệm cận về phía hai biến cao là NL và HH. Mức biến động của biến này ở mức ổn khi giá trị thấp nhất chỉ là 2 trong khi giá trị cao nhất đạt được là 5/5.
2.5. Phương pháp hồi quy sử dụng:
Mô hình đánh giá sự tác động của các biến có mối quan hệ tuyến tính khá cao với nhau, đồng thời được đo thông qua thang đo Likert. Phương pháp hồi quy được chọn sử dụng trong mô hình sẽ là phương pháp hồi quy đa biến OLS với số biến độc lập là 05, số biến phụ thuộc là 01. Nghiên cứu sẽ dùng mô hình có hệ số hồi quy chuẩn hoá.
Tác giả sử dụng phần mềm phân tích dữ liệu SPSS 20.0 để hỗ trợ cho quá trình
chạy mô hình.
2.5.1. Kết quả hồi quy lần 1 và các kiểm định các hiện tượng của mô hình:
Các kiểm định sẽ được kiểm tra đồng thời quá trình hồi quy đa biến bao gồm: - Kiểm định F-overall Test kiểm tra độ phù hợp mô hình hồi quy với giá trị
sig < 0.05
- Kiểm định Durbin - Waston (DW) kiểm tra tương quan chuỗi bậc nhất (các
sai số kề nhau) sẽ thoả mãn nếu 0 ≤ DW ≤ 4 (Yahua Qiao, 2011)
- Kiểm định T-Student từng hệ số hồi quy phải có sig nhỏ hơn 0.1 hoặc 0.05.
Trong bài khoá luận, tác giả lựa chọn mức tin tưởng 90% hay sig 0.1. Hệ số phóng đại phương sai VIF kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, sẽ thoả mãn nếu VIF < 2
Kết quả nghiên cứu thu được từ hồi quy và các kiểm định chi tiết sẽ được trình
bày trong Phụ lục đính kèm. Từ kết quả có thể thấy, mô hình hồi quy đáp ứng được các kiểm định DW, F, VIF, tuy nhiên giá trị kiểm định T-Student test của biến KN đã cho Sig = .816 > .10 nên tác giả có kết luận tác động của biến Khả năng đáp ứng (KN) đến biến phụ thuộc là không rõ rệt. Biến KN sẽ bị loại khỏi mô hình.
DC 1 . 939 1.065 DTC . 692 1.446 _________NL 733 . 1.364 Model R R Square Adjusted R Square Std. Enor Ofthe Estimate Durbin-Watson 1______ 332 a . .692 ___________.684 _________.33937 __________ 1.931 a Dependent Variable: CLDV
Bảng 2.4: Ket quả hôi quy đa biến lần 1. Nguồn: Tác giả phán tích
Mô hình nghiên cứu mới sau khi loại biến KN:
CLDVi = β0+ β1* DTCi + β2 * NLi + β3 * DCi + β4 * HHi + εi
2.5.2. Kiểm định các khuyết tật của mô hình:
Mô hình sau khi loại bỏ biến KN và chạy lại hồi quy đã cho kết quả tốt. Chi tiết kết quả mô hình sẽ được trình bày trong chương 3 của bài nghiên cứu. Sau đây, tác giả kiểm định lại những khuyết tật mô hình mới có thể gặp phải:
2.5.2.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình
Bàng 2. b: Hệ sô phỏng đại VIF cửa các biên trong mô hình
a. Dependent Variable: CLDV
Nguỡn: Tác già phân tích
Kết quả phân tích hệ số phóng đại VIF của các biến trong mô hình đều cho kết
quả dưới 2 nên có thể kết luận không có dấu hiệu khuyết tật đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
2.5.2.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình
Bàng 2.6: Ket quả kiêm định Durbin-Waston
Correlation Coefficient -.074 1 000 459” .119 .569"
DTC Sig. (2-tailed) .401 .000 .138 .000
N 156 156 156 156 156
Correlation Coefficient -.053 459" 1 000 .024 .469"
Spearman's rho NL Sig. (2-tailed) .510 .000 .765 .000
N 156 156 156 156 156 Correlation Coefficient -.033 .119 .024 1 000 .163' DC Sig. (2-tailed) .301 .138 .765 .042 N 156 156 156 156 156 Correlation Coefficient .044 .569" .469" .163’ 1.000 HH Sig. (2-tailed) .532 .000 .000 .042 ____________________________N____________________ 156 _______ ________ 156 156 a.Predictors: (Constant), NL1 DC1 DTC, HH b.Dependent Variable: CLDV
Nguởn: Tác già phân tích
Kết quả kiểm định cho thấy hệ số DW ở mức 1.931 trong khoảng 0 ≤ DW ≤ 4 Vậy, có thể kết luận được mô hình không có dấu hiệu của hiện tượng tự tương
quan giữa các biến.
2.5.2.3. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Để đánh giá mô hình với khuyết tật phương sai phần dư thay đổi, nghiên cứu sử dụng kiểm định Spearman giữa trị phần dư chuẩn hoá (biến ABSRES : Absolute Residual) và các biến độc lập. Kết quả phân tích sẽ thoả mãn không có phương sai
Lê Tuấn Anh 20A4010692
sai số thay đổi khi giá sig giữa ABSRES và các biến độc lập lớn hơn 0.05. Kết quả thu được như sau:
Từ kết quả thu được, giá trị sig của giá trị phần dư chuẩn hoá với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05. Vậy, có thể kết luận không có dấu hiệu khuyết tật phương sai sai số thay đổi.
CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1. Tổng quan về Công ty Cổ phần Chứng khoán Pinetree
3.1.1. Tổng quát quá trình hình thành và phát triển.
- Tên doanh nghiệp: Công ty Cổ phần Chứng khoán Pinetree - Hình ảnh thương hiệu:
- Ngày thành lập (tiền thân HFT): 18/02/2003 - Ngày tái thiết lập và nhận tên mới: 05/12/2019
- Công ty mẹ: Hanwha Invesment & Securities (Hàn Quốc) - Vốn điều lệ (tại 05/2021): 815 tỷ đồng
- Niêm yết: UPCOM (HNX)
- Tầm nhìn: Ứng dụng công nghệ hiện đại để phát triển.
CTCP CK Pinetree với tôn chỉ nâng cao, hoàn thiện, và áp dụng công nghệ chất lượng cao để có thể gây ấn tượng với khách hàng và mang lại cho khách hàng những trải nghiệm “all-in-one” với đa dạng tất cả các dịch vụ chỉ trong một ứng dụng
giao dịch duy nhất. Sứ mệnh của công ty là đem đến một trải nghiệm giao dịch chứng
khoán chất lượng cao chuẩn quốc tế với những công nghệ và kĩ thuật tiên tiến đến từ công ty mẹ tại Hàn Quốc.
Khởi đầu CTCK HFT là tiền thân của Pinetree được thành lập vào 2003 và là một trong 10 CTCK đầu tiên tại Việt Nam và lần đầu lên sàn chứng khoán vào tháng 10/2018 với mã chứng khoán là HFT. Đến giữa năm 2019, HFT công bố chính thức trở thành thành viên của Hanwha Investment & Securities của Hàn Quốc. Từ đây,
công ty chủ quản mới bắt đầu rót thêm vốn vào HFT và đến tháng 11/2019, HFT chính thức đổi tên thành CTCP Chứng khoán Pinetree.
Sự ra đời của Pinetree là dấu hiệu cho một CTCK trẻ với mục tiêu đem đến cho khách hàng dịch vụ chứng khoán công nghệ cao đi cùng với chi phí dịch vụ rẻ làm tối ưu hoá trải nghiệm chứng khoán của khách hàng.
3.1.2. Ngành nghề kinh doanh và định hướng hoạt động.
Với danh nghĩa là một CTCK vừa được rót vốn lại và như một CTCK trẻ mới nổi, các hoạt động của CTCK Pinetree chưa quá đa dạng nhưng cũng đang có những thay đổi phù hợp theo thị trường, tìm ra điểm mạnh và lối đi riêng cho bản thân. Các nghiệp vụ cơ bản của CTCP Chứng khoán Pinetree bao gồm:
- Môi giới chứng khoán - Lưu ký chứng khoán - Tự doanh chứng khoán - Bảo lãnh phát hành
Trong đó, Pinetree đang có những thay đổi nhất định để thay đổi dịch vụ Môi giới chứng khoán thường thấy ở các CTCK khác khi hiện tại ở công ty đã không còn phòng môi giới riêng biệt. Thay vào đó, Pinetree tập trung môi giới, khuyến nghị cho
khách hàng thông qua các kênh mạng xã hội như Youtube, Skype, Zalo,.. với đa dạng
loại hình nội dung với tiêu chí nâng cao chất lượng nội dung và khách hàng sẽ có quyền tự quyết định tin tưởng, tham gia sử dụng dịch vụ chứng khoán của Công ty. Với sự hỗ trợ hậu thuẫn từ công ty mẹ từ Hàn Quốc Hanwha Group, Pinetree có tầm nhìn tương lai tập trung nâng cao chất lượng dịch vụ chứng khoán thông qua các phần
mềm dịch vụ tiên tiến với sự đa dạng kết hợp ‘all-in-one’, đi đầu bởi hai sản phẩm chính là Alpha Trading để các nhà đầu tư giao dịch cùng Stock123 là phần mềm