Kết quả kiểm định Bảng 4.22 cho thấy KMO = 0,716> 0,5 nên mô hình phù hợp cho việc phân tích. Sig = 0.000 nên kiểm định này có ý nghĩa thống kê và các biến có tương quan nhau trong tổng thể. Đồng thời phương sai trích = 74,732% > 50% tại Eigenvalue = 2,242> 1 nên mô hình đủ điều kiện để phân tích nhân tố khám phá.
Bảng 4.22 Kết quả kiểm định KMO và Bartlett của biến phụ thuộc
KMO 0,716
Sig 0,000
Eigenvalue 2,242
Phương sai trích 74,732
Bảng 4.23: Kết quả EFA biến phụ thuộc
Biến Diễn giải Hệ số tải nhân tố
H1
Dịch vụ tiền gửi của VCB thỏa mãn nhu cầu
của anh/chị. 0,886
H2
Anh/chị sẽ tiếp tục sử dụng dịch vụ tiền gửi của
VCB . 0,858
H3 Anh/chị hài lòng về dịch vụ tiền gửi của VCB 0,849
Nguồn: Tính toán của tác giả
4.2.5 Mô hình hồi quy về sự tác động của các nhân tố đến sự hài lòng
Tạo biến cho mô hình hồi quy: Các biến trong mô hình hồi quy được tạo bằng cách
lấy trung bình của các biến quan sát được giữ lại sau khi phân tích EFA.
Phân tích tƣơng quan: Khám phá ban đầu về mối tương quan tuyến tính giữa các nhân tố (xem Bảng 4.24) cho thấy tất cả các nhân tố đều có mối quan hệ có ý nghĩa đến sự hài lòng.
Bảng 4.24: Kết quả kiểm định sự tƣơng quan của các biến độc lập với sự hài lòng
SHL STC SDU NLPV GC CSKH SHH SDC SHL Tương quan Pearson 1 ,660 ** ,687** ,694** ,424** ,693** ,193** ,692** Sig, (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,005 ,000 Số quan sát 210 210 210 210 210 210 210 210
**. Tương quan có ý nghĩa tại mức 1%. *.Tương quan có ý nghĩa tại mức 5%.
Theo đó, đề tài sử dụng hệ số tương quan tuyến tính Pearson dùng để kiểm định sự tương quan giữa 7 nhân tố độc lập với Sự hài lòng. Kết quả phân tích cho thấy các biến đều có tương quan có ý nghĩa với Sự hài lòng và là tương quan thuận.
Tuy nhiên, đây chỉ là bước kiểm tra ban đầu tác động của các nhân tố đến sự hài lòng. Để nghiên cứu nhân tố nào tác động đến sự hài lòng của khách hàng gửi tiền tại VCB, ta tiến hành hồi quy.
Bảng 4.25 Kết quả phân tích hồi quy Bảng tóm tắt mẫu Mẫu R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn trong đo lường
Thay đổi thống kê
Hệ số Durbin- Watson Thay đổi hệ số hồi quy bội Thay đổi hệ số F df1 df2 Sig. F Change 1 .855a .730 .721 .30981 .730 78.145 7 202 .000 1.924
a. Biến phụ thuộc: STC, SDU, NLPV, GC, CSKH, SHH, SDC b. Biến độc lập: SHL
Bảng tổng hợp các hệ số hồi quy của các nhân tố
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF
Hằng số -.420 .233 -1.804 .73 STC .240 .049 .234 4.922 .000 .590 1.695 SDU .211 .051 .219 4.160 .000 .481 2.079 NLPV .213 .062 .183 3.445 .001 .473 2.116 GC .005 .037 .006 .140 .889 .702 1.425 CSKH .207 .053 .204 3.902 .000 .490 2.042 SHH -.005 .045 -.004 -.110 .912 .893 1.120 SDC .258 .059 .224 4.383 .000 .511 1.958 a. Biến phụ thuộc: SHL
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS phụ lục 6 của tác giả
Kết quả hồi quy:
SHL = -0,42 +0,258SDC + 0,240 STC + 0,213NLPV + 0,211SDU + 0,207 CSKH + 0,005GC -0,005SHH.
Theo kết quả hồi quy Bảng 4.25 cho thấy, với mức ý nghĩa 5%, nhân tố GC và
SHH không tác động đến sự hài lòng của khách hàng tiền gửi tại VCB, các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng bao gồm: STC, SDU, NLPV, CSKH và SDC. Các yếu tố này giải thích được 72,1% sự thay đổi về mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi tại VCB trên địa bàn Tp.HCM.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp các biến độc lập hay không. Kết quả nhận được cho thấy trị thống kê F là 78 với giá trị Sig. rất nhỏ (= 0,000 < 0,05) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Giả định cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa (Standarized residual) trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standarized predicted value) trên trục hoành.
Hình 4.12: Đồ thị phân tán
Nhìn vào đồ thị Hình 4.12, ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một
vùng quanh đường đi qua tung độ 0 mà không tạo thành một hình dạng nào. Điều đó có nghĩa là giả thuyết về quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Giả định thứ hai
Giả định thứ hai là giả định phương sai của sai số không đổi. Để thực hiện kiểm định này, chúng ta sẽ dùng kiểm định tương quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần dư và các biến độc lập tác động có ý nghĩa đến sự hài lòng.
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Sig. của các biến độc lập tác động có ý nghĩa đến sự hài lòng trong mô hình hồi quy đều lớn hơn 0,05 (Bảng 4.26) cho nên không có sự tương quan giữa các biến độc lập này với phần dư chuẩn hóa của mô hình hồi quy.
Như vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Bảng 4.26: Kiểm định hệ số tƣơng quan hạng Spearman
ABSZ STC SDU NLPV CSKH SDC
ABSZ Correlation
Coefficient 1,000 ,126 ,066 -,098 ,053 ,054
Sig, (2-tailed) , ,068 ,341 ,156 ,447 ,436
N 210 210 210 210 210 210
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Giả định thứ ba
Giả định về phân phối chuẩn và phần dư. Sử dụng các biều đồ tần số (Histogram, P-P plot) của phần dư (đã được chuẩn hóa) để kiểm định giả định này.
Kết quả từ biểu đồ Histogram của phân dư từ Hình 4.13 cho ta thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0, độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,983 gần bằng 1). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P Plot từ Hình 4.14 cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả định về phân phối chuẩn không bị vi phạm.
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Hình 4.13: Đồ thị tần số Histogram
Giả định thứ tư
Giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa phân dư). Ta dùng đại lương thống kê Durbin-Watson (d) để kiểm định (Bảng 4.25). Theo kết quả của bảng hồi quy lần 2 cho thấy giá trị d=1,924 thuộc khoảng 1<d<3. Có nghĩa là d rơi vào miền chấp nhận, giả thuyết không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau. Do đó, giả định không có mối tương quan giữa các phần dư trong mô hình hồi quy đa biến không bị vi phạm.
Giả định thứ năm
Giả định thứ năm không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình. Theo kết quả từ bảng hồi quy (Bảng 4.25) cho thấy hệ số phóng đại VIF nằm trong khoảng 1 ≤ VIF <5. Điều này cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Như vậy, từ kết quả kiểm tra trên cho thấy mô hình hồi quy được xây dựng không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
4.2.6 Phân tích sự khác biệt của các đối tƣợng khách hàng đến các nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng và sự hài lòng
4.2.6.1 Sự ảnh hƣởng của giới tính đến đánh giá các yếu tố
Sử dụng kiểm định mẫu độc lập t-test để xem xét việc đánh giá của khách hàng đến các yếu tố có khác nhau giữa nam và nữ hay không, kết quả kiểm định cho thấy không có sự khác biệt giữa nam và nữ khi đánh giá các yếu tố tác động đến sự hài lòng với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này có được bằng cách nhìn vào giá trị sig để xem có khác biệt hay không, với mức ý nghĩa 5% thì so sánh sig với 5%, nếu sig < 5%: có sự khác biệt, sig > 5%: không có sự khác biệt. Trường hợp này các giá trị sig đều lớn hơn 5% (cụ thể tại Phụ lục 7 của đề tài).
4.2.6.2 Ảnh hƣởng của tình trạng hôn nhân đến sự đánh giá các yếu tố
Kiểm định sự khác biệt về việc đánh giá các yếu tố theo tình trạng hôn nhân, tác giả sử dụng phương pháp phân tích phương sai một nhân tố (one – way Anova) với
mức ý nghĩa là 0,05 (tức là độ tin cậy 95%). Kết quả cho thấy mặc dù tình trạng hôn nhân của khách hàng khác nhau nhưng không ảnh hưởng đến việc đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng khi sử dụng dịch vụ tiền gửi tại VCB chi tiết tại Phụ lục 8 của đề tài.
4.2.6.3 Sự ảnh hƣởng của độ tuổi khách hàng đến đánh giá các yếu tố
Kiểm định sự khác biệt về việc đánh giá các yếu tố theo độ tuổi của khách hàng, tác giả sử dụng phương pháp phân tích phương sai một nhân tố (one – way Anova) với mức ý nghĩa là 0,05 (tức là độ tin cậy 95%) cho kết quả các biến có phương sai đồng nhất theo tuổi là STC, SDU, NLPV, CSKH và SDC. Riêng biến SHL có phương sai không đồng nhất theo tuổi với mức ý nghĩa 5%.
Nhìn vào bảng Anova ta cũng dựa vào giá trị sig, nếu sig nhỏ hơn 5% thì có sự khác biệt và sig lớn hơn 5% thì không có sự khác biệt. Theo bảng Anova (Phụ lục 9) có 5/6 biến khách hàng ở các nhóm tuổi khác nhau sẽ đánh giá khác nhau, ngoại trừ biến chăm sóc khách hàng là không có sự đánh giá khác nhau.
Về yếu tố sự tin cậy: nhóm trên 45 tuổi đánh giá STC cao hơn nhóm khách hàng tuổi từ 35 đến 45 và không có sự khác biệt ở các nhóm còn lại.
Về yếu tố sự đáp ứng: nhóm trên 45 tuổi đánh giá SDU cao hơn nhóm khách hàng tuổi từ 25 đến 35 và không có sự khác biệt ở các nhóm còn lại.
Về yếu tố năng lực phục vụ: nhóm trên 45 tuổi đánh giá NLPV cao hơn nhóm khách hàng tuổi từ 35 đến 45 và không có sự khác biệt ở các nhóm còn lại.
Về yếu tố sự đồng cảm: nhóm trên 45 tuổi đánh giá SDC cao hơn nhóm khách hàng tuổi từ 35 đến 45 và không có sự khác biệt ở các nhóm còn lại.
Về yếu tố sự hài lòng: Do SHL có phương sai không đồng nhất theo nhóm tuổi nên ta chọn kiểm định Dunnett T3, kết quả cho thấy, yếu tố SHL nhóm trên 45 tuổi đánh giá cao hơn 2 nhóm khách hàng dưới 25 tuổi và nhóm khách hàng từ 35-45 tuổi. Các nhóm khác thì không có sự khác biệt. Chi tiết kết quả kiểm định ảnh hưởng của độ tuổi khách hàng đến đánh giá các yếu tố được nêu tại Phụ lục 9 của đề tài.
Như vậy, nhìn chung các khách hàng có độ tuổi càng cao có đánh giá cao các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng và dễ hài lòng hơn so với các nhóm tuổi khác vì có thể những khách hàng này là nhóm khách hàng trung thành gắn bó lâu dài với VCB nên sẽ có đánh giá khá tốt về ngân hàng.
4.2.6.4 Ảnh hƣởng của trình độ học vấn đến đánh giá các yếu tố
Trình độ học vấn của khách hàng được chia thành 3 mức độ: dưới đại học, đại học và trên đại học. Kết quả phân tích ANOVA với mức ý nghĩa 5% cho thấy có sự khác biệt khi đánh giá các yếu tố Sự tin cậy, Sự đồng cảm và Sự hài lòng giữa những người có học vấn khác nhau. Cụ thể:
Về yếu tố Sự tin cậy: khách hàng có trình độ học vấn dưới đại học đánh giá cao hơn so với những người có trình độ đại học và không có sự khác biệt giữa các nhóm khác.
Về yếu tố Sự đồng cảm: Khách hàng có trình độ dưới đại học đánh giá Sự đồng cảm của VCB với khách hàng sử dụng dịch vụ tiền gửi cao hơn những người có trình độ đại học và không có sự khác biệt giữa các nhóm còn lại.
Về yếu tố Sự hài lòng: Khách hàng có trình độ đại học cảm thấy không hài lòng về dịch vụ tiền gửi so với những khách hàng có trình độ dưới đại học và không có sự khác biệt giữa các nhóm còn lại. Chi tiết xem bảng So sánh khác biệt về trình độ học vấn Phụ lục 10 của đề tài.
4.2.6.5 Sự ảnh hƣởng của công việc đến đánh giá các yếu tố
Kiểm định sự khác biệt về việc đánh giá các yếu tố theo công việc của khách hàng, với mức ý nghĩa là 5%, kết quả cho thấy không có sự khác biệt giữa những khách hàng có công việc khác nhau chi tiết tại Phụ lục 11 của đề tài.
4.2.6.6 Sự ảnh hƣởng của Thu nhập đến đánh giá các yếu tố
Kiểm định sự khác biệt về việc đánh giá các yếu tố theo Thu nhập của khách hàng với mức ý nghĩa 5% cho thấy, những khách hàng có thu nhập khác nhau sẽ đánh giá các yếu tố Sự tin cậy, Sự đáp ứng và Sự hài lòng khác nhau. Cụ thể:
Yếu tố Sự tin cậy: nhóm khách hàng có thu nhập trên 22 triệu đồng đánh giá cao về yếu tố Sự tin cậy hơn nhóm khách hàng có thu nhập dưới 8 triệu đồng và nhóm khách hàng có thu nhập từ 8 triệu – dưới 15 triệu đồng. Không có sự khác biệt giữa các nhóm còn lại. Điều này có thể được giải thích những người có thu nhập cao thường sẽ chọn yếu tố tin cậy, đảm bảo an toàn vì người có thu nhập cao thường sẽ gửi nhiều tiền vào ngân hàng hơn những người có thu nhập thấp nên họ sẽ chọn ngân hàng nào có uy tín, thương hiệu tốt hơn.
Yếu tố Sự đáp ứng: nhóm khách hàng có thu nhập trên 22 triệu đồng đánh giá cao hơn so với nhóm khách hàng có thu nhập từ 15 triệu – dưới 22 triệu đồng và không có sự khác biệt giữa các nhóm khác. Điều này có thể giải thích rằng những người thu nhập cao, thường sẽ gửi nhiều tiền vào ngân hàng và họ có quyền đòi hỏi ngân hàng phải đáp ứng tốt nhu cầu cho mình. Thường thì ngân hàng cũng sẽ có chế độ ưu tiên đặc biệt hơn với khách hàng có số dư tiền gửi lớn hoặc muốn lôi kéo khách hàng có tiềm năng gửi lớn nên có thể sẽ được phục vụ tốt hơn.
Yếu tố sự hài lòng: nhóm khách hàng có thu nhập trên 22 triệu đồng/tháng cảm thấy hài lòng với dịch vụ tiền gửi của VCB hơn nhóm khách hàng có thu nhập dưới 8 triệu/tháng và nhóm khách hàng có thu nhập từ 15 triệu-dưới 22 triệu/tháng. Khi được đáp ứng tốt nhu cầu vì những ưu ái đặc biệt mà ngân hàng dành cho khách hàng có tiền gửi lớn thường là những người có thu nhập cao sẽ cảm thấy hài lòng nhiều hơn những đối tượng khác.
Chi tiết cho các sự khác biệt này được thể hiện qua kết quả phân tích số liệu Phụ lục 12 của đề tài.
4.2.6.7 Sự ảnh hƣởng của Thời gian sử dụng dịch vụ VCBđến đánh giá các yếu tố
Kiểm định sự khác biệt về đánh giá các yếu tố theo Thời gian sử dụng dịch vụ tiền gửi của khách hàng với mức ý nghĩa 5% cho thấy, những khách hàng có thời gian giao dịch khác nhau đánh giá các yếu tố Sự tin cậy, Sự đáp ứng, Sự đồng cảm và Sự hài lòng khác nhau. Cụ thể:
Yếu tố Sự tin cậy: nhóm khách hàng có thời gian giao dịch với VCB trên 10 năm đánh giá yếu tố Sự tin cậy cao hơn nhóm khách hàng giao dịch dưới 1 năm và nhóm khách hàng có thời gian giao dịch từ 1 đến dưới 3 năm và không có sự khác biệt giữa