4.5.1. Xây dựng mô hình hồi quy
Để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng cá nhân tại Quỹ trợ vốn, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy nhằm lượng hóa những ảnh hưởng, xem xét mức độ tác động của các yếu tố khác nhau đến động lực làm việc.
Phương trình hồi quy tuyến tính biểu diễn mối quan hệ giữa 5 nhân tố tác động (biến độc lập) và sự hài lòng của khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng cá nhân tại Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu (biến phụ thuộc) có dạng như sau:
SHL = 0 +1*TC+ 2*DU + 3*DB+ 4*CT +5*HH + e (1)
Trong đó: i là hệ số hồi quy của mô hình.
Để tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, các biến đưa vào mô hình theo phương pháp Enter. Tiêu chuẩn kiểm định là tiêu chuẩn được xây dựng vào phương pháp kiểm định giá trị thống kê F và xác định xác suất tương ứng của giá trị thống kê F, kiểm định mức độ phù hợp giữa mẫu và tổng thể thông qua hệ số xác định R2.
4.5.2. Kiểm định các vi phạm giả thiết hồi quy
Kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) không đổi
Xem xét đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc hiệu quả công việc để kiểm tra có hiện tượng phương sai thay đổi hay không. Quan sát đồ thị phân tán ở Hình 4.2, ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên theo đường hoành độ O. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không đổi.
Hình 4. 1: Biểu đồ phân tán
Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
Kiểm định giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do, sử dụng mô hình không đúng, phương sai không phải là hằng số, số lượng phần dư không đủ nhiều để phân tích (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Trong phần này tác giả sử dụng biểu đồ Histogram, P – P để xem xét. Nhìn vào Hình 4.3 và Hình 4.4, giả định phần dư phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm
Hình 4. 2: Biểu đồ tần số của phần dư phân phối chuẩn
Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
Xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa ở Hình 4.3, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn Std.Dev = 0.989 tức gần bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4. 3: Biểu đồ P-P Plot của phần dư - đã chuẩn hóa
Biểu đồ Normal P-P Plot biểu thị các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo. Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không vi phạm.
Giả định tự tương quan giữa các phần dư
Để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc 1), ta sử dụng kiểm định Durbin-Watson. Đại lượng thống kê Durbin-Waston (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất) với nguyên tắc:
- Nếu 1 < d < 3: Mô hình không có tự tương quan. - Nếu 0 < d< 1: Mô hình có tự tương quan dương. - Nếu 3 < d < 4: Mô hình có tự tương quan âm.
Kết quả kiểm định Durbin-Watson được trình bày trong bảng 4.11 Giá trị (d) tính được bằng 1.888 nằm trong khoảng [1,3]. Như vậy, chấp nhận giả định không có tương quan giữa các phần dư.Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Ta thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến đều nhỏ hơn 2 (thấp nhất là 1.060 và cao nhất là 1.268) nên hiện tượng đa cộng tuyến không có ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình. Về quy tắc là khi VIF vượt quá 10 là có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
4.5.3. Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy
❖Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Trong phân tích này, để đánh giá sự phù hợp của mô hình, người ta dùng hệ số xác định R2 hoặc R2 hiệu chỉnh. Kết quả phân tích giá trị phù hợp cho các biến số được thể hiện thông qua Bảng 4.11.
Bảng 4. 11: Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy bội
Mô hình R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Durbin- Watson
1 .775
a .600 .591 .37597 1.888
Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
Kết quả bảng 4.11 cho thấy giá trị R2 =0.591 > 0.5 là mô hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và R2 hiệu chỉnh = 0.591; điều này cho biết rằng các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 59.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Hay nói cách khác là 59.1% sự biến thiên của biến sự hài lòng khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng cá nhân tại Quỹ trợ vốn được giải thích bởi các biến là: độ tin cậy, sự đáp ứng, sự đảm bảo, sự cảm thông, sự hữu hình.
❖Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, người ta sử dụng kiểm định F (tính phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể). Điều này cho chúng ta biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không.
Kiểm định này đưa ra giả thuyết H các biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Nếu giá trị Sig. < 0.05 bác bỏ giả thuyết H và điều này có nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu.
Bảng 4. 12: Bảng kết quả kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 47.985 5 9.597 67.894 0.000 Phần dư 31.946 226 .141 Tổng 79.931 231 Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
Nhận thấy giá trị Sig.< 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H. Điều này có ý nghĩa là các biến độc lập trong mô hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, hay cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
4.5.4. Kết quả hồi quy
Sau khi kiểm định F đã đạt yêu cầu. Tác giả tiến hành phân tích hệ số hồi quy cho từng biến độc lập, để đo lường mức độ tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trong Bảng 4.13.
Bảng 4. 13: Kết quả phân tích hồi quy bội
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩ
hóa t Sig.
Kiểm tra đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 Hằng số -0.776 0.0260 -2.985 0.003 TC 0.383 0.052 0.340 7.336 0.000 0.825 1.212 DU 0.253 0.047 0.255 5.377 0.000 0.789 1.268 DB 0.259 0049 0.247 5.263 0.000 0.804 1.243 CT 0.194 0.050 0.182 3.888 0.000 0.805 1.243 HH 0.122 0.030 0.176 4.066 0.000 0.944 1.060 Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
Kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập TC, DU, DB, CT, HH đều có sig. nhỏ hơn 0.05 nên các biến độc lập này đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Vì vậy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập trên đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (sự hài lòng của khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng cá nhân tại Quỹ trợ vốn) và các hệ hồi quy chuẩn hóa lần lượt là 0.340; 0.255; 0.247 ; 0.182; 0.176 đều mang dấu dương nên các biến đều có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng cá nhân. Vì vậy, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận.
Tầm quan trọng của các biến TC, DU, DB, CT, HH đối với biến SHL được xác định căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hóa. Nếu giá trị tuyệt đối của hệ số Beta chuẩn hóa của yếu tố nào càng lớn thì càng ảnh hưởng quan trọng đến sự hài lòng của khách hàng. Do đó, ảnh hưởng quan trọng nhất đến sự hài lòng của khách hàng là yếu tố độ tin cậy (Beta = 0.340), tiếp theo là yếu tố sự đáp ứng (Beta = 0.255), cuối cùng là yếu tố sự hữu hình (Beta = 0.176).
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa sự hài lòng của khách hàng đối với CLDV cho vay cá nhân tại Quỹ trợ vốn với các biến độc lập như sau:
SHL = 0.340*Tin cậy + 0.255*Đáp ứng + 0.247*Đảm bảo + 0.182*Cảm thông + 0.176*Hữu hình + e (1)
4.5.5. Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy sẽ giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra. Kết quả này cho thấy giả thuyết từ H1 đến H5 đều được chấp nhận do các hệ số β chuẩn hóa đều khác không và giá trị sig. < 0.05, tức là các biến độc lập trong mô hình đề xuất của tác giả đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc với mức độ tác động được trình bày như trong Bảng 4.14.
Bảng 4. 14: Kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Phát biểu Hệ số beta chuẩn hóa Giá trị Sig Kết luận H1
Sự tin cậy càng cao thì khách hàng hài lòng với chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng tại Quỹ trợ vốn càng cao
0.340 .000 Chấp nhận
H2
Sự đáp ứng càng tốt thì khách hàng hài lòng với chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng tại Quỹ trợ vốn càng cao
0.255 .000 Chấp nhận
H3
Sự đảm bảo càng tốt thì khách hàng hài lòng với chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng tại Quỹ trợ vốn càng cao
0.247 .000 Chấp nhận
H4
Sự cảm thông càng nhiều thì khách hàng hài lòng với chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng tại Quỹ trợ vốn càng cao
0.182 .000 Chấp nhận
H5
Sự hữu hình càng cao thì khách hàng hài lòng với chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng tại Quỹ trợ vốn càng cao
0.176 .000 Chấp nhận
Nguồn: Kết quả xử lý từ SPSS, 2021
4.6. Thảo luận kết quả
Giả thuyết H1: Sự tin cậy càng cao thì khách hàng hài lòng với chất lượng
Kết quả phân tích cho thấy Sự tin cậy có hệ số = 0.340 và sig. = 0.000 < 0.05 (Bảng 4.13): chấp nhận giả thuyết H1. Chứng tỏ có mối quan hệ cùng chiều giữa sự tin cậy và sự hài lòng của khách hàng về CLDV cho vay tiêu dùng. Yếu tố này tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng trong mô hình hồi quy.
Độ tin cậy thể hiện ở các khía cạnh: thực hiện dịch vụ đúng như cam kết, thực hiện dịch vụ chính xác, các giải quyết khiếu nại luôn được giải quyết thỏa đáng và dịch vụ cung cấp đúng như thông báo. Khách hàng ngày càng có xu hướng giao dịch dựa trên yếu tố tin cậy, họ luôn quan tâm đến danh tiếng, uy tín của Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu. Khách hàng cũng cảm nhận hài lòng ủa yếu tố này rất cao. Ngoài tiêu chí an toàn, sự tin cậy còn được đo lường bởi các đánh giá như Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu thực hịện dịch vụ chính xác, bảo mật thông tin khách hàng, luôn giữ chữ tín với khách hàng.
Trải qua gần 30 năm xây dựng và trưởng thành, Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu duy trì được sự tăng trưởng ổn định cả về quy mô, cơ cấu, chất lượng và hiệu quả hoạt động. Nhiều năm liên tiếp, Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu nằm trong những địa chỉ luôn mang đến sự yên tâm cho người lao động nghèo, cán bộ công nhân viên chức có những điều kiện khó khăn. Quỹ luôn thể hiện được hình ảnh và tâm thế của nới cung cấp hỗ trợ các khoản vay kịp thời và phù hợp nhất trên địa bàn và đạt nhiều thành tích trong việc xóa đói giảm nghèo, ổn định và thúc đẩy đời sống kinh tế của các đối tượng yếu thế góp phần vào mục tiêu phát triển kinh tế cho địa phương. Những thành tích đó đã được lãnh đạo Tỉnh ghi nhận và có nhiều bằng khen được trao tặng. Lãnh đạo tỉnh cũng đã dành sự quan tâm hỗ trợ lớn cho tập thể cán bộ nhân viên của Quỹ trợ vốn, nhìn nhận đóng góp tích cực vào công cuộc xây dựng tỉnh nhà, thành tích xuất sắc phục vụ phát triển kinh tế nông nghiệp, nông thôn và nông dân trong thời kỳ đổi mới. Với những thành quả đạt được trong suốt thời gian qua đã tạo nên sự tin cậy cho khách hàng với thương hiệu Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu.
Kết quả nghiên cứu của tác giả khẳng định lại lần nữa nghiên cứu của Cronin và Taylor (1992), Trần Thị Trâm Anh (2011); Vũ Thái Hòa (2013) về mối quan hệ cùng chiều giữa sự tin cậy và sự hài lòng của khách hàng.
Giả thuyết H2: Sự đáp ứng càng cao thì khách hàng hài lòng về chất lượng dịch vụ cho vay càng cao.
Kết quả phân tích cho thấy Sự đáp ứng có hệ số = 0.255 và sig. = 0.000 < 0.05 (Bảng 4.13): chấp nhận giả thuyết H2. Chứng tỏ có mối quan hệ cùng chiều giữa sự đáp ứng và sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ cho vay Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu. Yếu tố này tác động mạnh thứ hai đến sự hài lòng của khách hàng trong mô hình hồi quy.
Trên thị trường, ngày càng nhiều các ngân hàng, Quỹ tín dụng khác cạnh tranh nên khách hàng có nhiều sự lựa chọn và thích giao dịch với đơn vị nào có dịch vụ tốt hơn, đáp ứng nhu cầu kịp thời hơn. Yếu tố này gắn liền với nhân tố con người trên các khía cạnh trình độ chuyên môn, khả năng xử lý nghiệp vụ và mức độ hiệu quả trong công việc. Nhân viên chính là cầu nối giữa các tổ chức tín dụng và khách hàng sử dụng dịch vụ, đối với những ngành dịch vụ có đòi hỏi cao về tiếp xúc khách hàng như dịch vụ cho vay tiêu dùng cá nhân thì quá trình cung cấp dịch vụ của nhân viên luôn đóng vai trò quan trọng đối với đánh giá chất lượng dịch vụ của khách hàng.
Để đáp ứng tốt nhu cầu của khách hàng, Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu cần phải có chiến lược phát triển phù hợp, đào tạo nguồn nhân lực chất lượng cao, trang bị cho nhân viên các kỹ năng phục vụ giao tiếp và bán hàng để có thể xử lý các giao dịch nhanh chóng và chính xác. Kết quả nghiên cứu của tác giả khẳng định lại lần nữa nghiên cứu của Parasuraman và cộng sự (1988), Cronin và Taylor (1992), Trần Thị Trâm Anh (2011); Vũ Thái Hòa (2013) về mối quan hệ cùng chiều giữa sự đáp ứng và sự hài lòng của khách hàng.
Giả thuyết H3: Sự đảm bảo càng cao thì khách hàng hài lòng về chất lượng dịch vụ cho vay càng cao.
Kết quả phân tích cho thấy Sự đảm bảo có hệ số = 0.247 và sig. = 0.000 < 0.05 (Bảng 4.13): chấp nhận giả thuyết H3. Chứng tỏ có mối quan hệ cùng chiều giữa sự đảm bảo và sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ cho vay tiêu dùng cá nhân tại Quỹ trợ vốn. Yếu tố này tác động mạnh thứ ba đến sự hài lòng của khách hàng trong mô hình hồi quy.
Yếu tố này nói lên sự mong muốn và sẵn sàng của nhân viên trong việc cung cấp các dịch vụ cho khách hàng, liên quan đến khả năng bảo đảm sự an toàn cho khách hàng, thể hiện qua sự an toàn về vật chất, tài chính, cũng như bảo mật thông tin. Đây là yếu tố tạo cho khách hàng cảm nhận được sự tin tưởng thông qua khả năng làm cho khách hàng tin tưởng, khả năng giao tiếp…Nhờ đó, khách hàng cảm thấy yên tâm mỗi khi sử dụng dịch vụ.
Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu luôn nỗ lực nghiên cứu, xây dựng và đưa vào ứng dụng những công nghệ tiên tiến nhằm bảo vệ khách hàng những rủi ro có thể phát sinh. Thời gian qua, Quỹ trợ vốn tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu là một trong