Reliability Statistics Cronbach's Alpha N of Items .882 4 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Các loại phí phát sinh khi giao dịch là
hợp lý 11.35 5.111 .804 .825
Lãi suất thấu chi thẻ tín dụng của ngân
hàng rẻ hơn so với các ngân hàng khác 11.39 6.161 .672 .876 Phí dịch vụ của ngân hàng có tính cạnh
tranh với các ngân hàng khác 11.41 5.598 .714 .861 Phí phát hành thẻ ATM là hợp lý 11.44 5.406 .796 .829
Nhận xét: Qua bảng kết quả cronbach’s alpha của các biến trong giá cả đều có hệ số cronbach’s alpha đạt từ 0.825- 0.876 không có biến vƣợt quá mức hệ số của biến tổng 0.882 đạt hệ số trên 0.6 và tƣơng quan biến tổng đều >0.3 nên cả 4 biến trong giá cả đều phù hợp và có thể đƣa vào những phân tích tiếp theo.
Bảng 4.8 Hệ số Cronbach’s Alpha mạng lưới
Reliability Statistics Cronbach's Alpha N of Items .739 4 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Có các mạng lƣới hệ thống ngân hàng rộng khắp 11.18 3.150 .463 .718 Ngân hàng có mạng lƣới cây
ATM rộng khắp 10.89 2.744 .547 .672 Máy ATM của ngân hàng lắp ở
những nơi an toàn, thuận tiện 11.24 2.777 .602 .638 Thẻ ATM của ngân hàng liên kết
với hầu hết các ngân hàng khác 11.37 3.143 .522 .687
Nhận xét: Qua bảng kết quả cronbach’s alpha của các biến trong mạng lƣới đều có hệ số cronbach’s alpha đạt từ 0.672- 0.718 không có biến vƣợt quá mức hệ số của biến tổng 0.739 đạt hệ số trên 0.6 và tƣơng quan biến tổng đều >0.3 nên cả 4 biến trong mạng lƣới đều phù hợp và có thể đƣa vào những phân tích tiếp theo.
Bảng 4.9 Hệ số Cronbach’s Alpha hài lòng chung
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha
N of Items .808 3
SVTH: ỗ ức Lợi 42 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Hài lòng với dịch vụ thẻ của ngân hàng. 6.80 1.764 .640 .754 Sẽ tiếp tục sử dụng thẻ của ngân hàng
trong thời gian tới. 6.73 1.750 .700 .696 Sẽ giới thiệu dịch vụ thẻ của ngân hàng
cho ngƣời thân, bạn bè sử dụng. 6.49 1.620 .636 .764
Nhận xét: Qua bảng kết quả cronbach’s alpha của các biến trong hài lòng chung đều có hệ số cronbach’s alpha đạt từ 0.696- 0.764 không có biến vƣợt quá mức hệ số của biến tổng 0.808 đạt hệ số trên 0.6 và tƣơng quan biến tổng đều >0.3 nên cả 3biến trong hài lòng chung đều phù hợp và có thể đƣa vào những phân tích tiếp theo
4.3.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.3.1 EFA biến độc lập
Phân tích nhân tố là một kỹ thuật phân tích nhằm thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu, rất có ích cho việc xác định các tập hợp nhóm biến. Quan hệ của các nhóm biến có liên hệ qua lại lẫn nhau đƣợc xem xét dƣới dạng một số các nhân tố cơ bản. Mỗi biến quan sát sẽ đƣợc tính một tỷ số gọi là hệ số tải nhân tố (Factor Loading), hệ số này cho biết mỗi biến đo lƣờng sẽ thuộc về nhân tố nào.
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) phải đạt giá trị 0.5 trở lên (0.5=<KMO<=1) thể hiện phân tích nhân tố là phù hợp.
Kiểm định Bartlett (Bartlett’s test) có ý nghĩa thống kê (sig < 0.05), chứng tỏ các biến quan sát có tƣơng quan với nhau trong tổng thể.
Hệ số tải nhân tố (Factor Loading) là chỉ tiêu đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA >= 0.5
Factor Loading 0.3 Đạt mức tối thiểu
Factor Loading > 0.4 Xem là quan trọng
Factor Loading 0.5 Xem là có ý nghĩa thực tiễn
(Theo Hair & ctg (1998,111), Multivariate Data Analysis, Prentice-Hall International)
Tổng phƣơng sai trích (Total Varicance Explained) đạt giá trị từ 50% trở lên
Eigenvalue (đại diện cho phần biến thiên đƣợc giải thích bởi mỗi nhân tố) > 1 thì nhân tố rút ra có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất.
SVTH: ỗ ức Lợi 43
Bảng 4.10 KMO biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .729 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2121.541
df 276
Sig. .000
Nhận xét: ta thấy bảng kiểm định có KMO = 0.729> 0.5 cho thấy mức độ có ý nghĩa của tập dữ liệu đƣa vào phân tích nhân tố khá cao và sig = 0.00 < 0.05. Nhƣ vậy ta đủ cơ sở để kết luận rằng giữa 24 biến đƣa vào phân tích có mối tƣơng quan với nhau. Với 24 biến khảo sát, kết quả ở bảng Total Variance Explained ( mời quý thầy cô xem phụ lục 2) cho ta thấy có 6 nhân tố có hệ số Eigenvalues > 1 hay nói cách khác đây là 6 nhóm cơ bản để đƣa vào kiểm định và viết phƣơng trình hồi quy. Từ bảng Rotated Component Matrixa ta tìm đƣợc các nhân tố đã chuẩn hóa
Bảng 4.11 Rotated Component Matrixa
Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3 4 5 6 Cung cấp các tiện ích của thẻ ATM đúng với cam kết .924
Luôn bảo mật thông tin của khách hàng .849 Các giao dịch trên máy ATM và máy POS không xảy ra sai sót .840 Hóa đơn chứng từ, sao kê giao dịch đầy đủ, rõ ràng, chính xác .812 Các loại phí phát sinh khi giao dịch là hợp lý .898 Phí phát hành thẻ ATM là hợp lý .891 Phí dịch vụ của ngân hàng có tính cạnh tranh với các ngân hàng khác .825 Lãi suất thấu chi thẻ tín dụng của ngân hàng rẻ hơn so với các ngân hàng khác .785 Luôn lấy lợi ích của khách hàng là điều cần phải thực hiện đầu tiên .853 Luôn có chƣơng trình thể hiện sự quan tâm .850 Nhân viên ngân hàng có quan tâm hƣớng dẫn kỹ khách hàng về việc sử dụng
thẻ ATM lần đầu .842
Luôn quan tâm đối với khách hàng về dịch vụ thẻ ATM .826 Cung cấp đa dạng các dịch vụ thẻ đáp ứng đƣợc nhu cầu .886 Thời gian thực hiện các giao dịch nhanh chóng .856 Máy ATM của ngân hàng hoạt động tốt .852 Hệ thống ATM của ngân hàng hoạt động 24/7 .781 Mẫu mã thẻ ATM bắt mắt, sinh động .888 Trang bị camera quan sát tại các điểm giao dịch ATM .838
Máy ATM hiện đại dễ sử dụng .820
Máy ATM thể hiện đầy đủ cá mục chọn cần thiết .800 Máy ATM của ngân hàng lắp ở những nơi an toàn, thuận tiện .791 Thẻ ATM của ngân hàng liên kết với hầu hết các ngân hàng khác .748 Ngân hàng có mạng lƣới cây ATM rộng khắp .741 Có các mạng lƣới hệ thống ngân hàng rộng khắp .702 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Qua bảng Rotated Component Matrixa ta trích đƣợc 6 nhân tố:
- Nhân tố 1 gọi là nhân tố Độ tin cậy,bao gồm 4 biến:Cung cấp các tiện ích của thẻ ATM đúng với cam kết, Luôn bảo mật thông tin của khách hàng, Các giao dịch trên máy
SVTH: ỗ ức Lợi 44
ATM và máy POS không xảy ra sai sót, Hóa đơn chứng từ, sao kê giao dịch đầy đủ, rõ ràng, chính xác.
- Nhân tố 2 gọi là nhân tố Giá cả, bao gồm 4 biến: Các loại phí phát sinh khi giao dịch là hợp lý, Phí phát hành thẻ ATM là hợp lý, Phí dịch vụ của ngân hàng có tính cạnh tranh với các ngân hàng khác, Lãi suất thấu chi thẻ tín dụng của ngân hàng rẻ hơn so với các ngân hàng khác.
- Nhân tố 3 gọi là nhân tố Sự đồng cảm, bao gồm 4 biến: Luôn lấy lợi ích của khách hàng là điều cần phải thực hiện đầu tiên, Luôn có chƣơng trình thể hiện sự quan tâm, Nhân viên ngân hàng có quan tâm hƣớng dẫn kỹ khách hàng về việc sử dụng thẻ ATM lần đầu, Luôn quan tâm đối với khách hàng về dịch vụ thẻ ATM.
- Nhân tố 4 gọi là nhân tố Đáp ứng, bao gồm 4 biến: Cung cấp đa dạng các dịch vụ thẻ đáp ứng đƣợc nhu cầu, Thời gian thực hiện các giao dịch nhanh chóng, Máy ATM của ngân hàng hoạt động tốt, Hệ thống ATM của ngân hàng hoạt động 24/7.
- Nhân tố 5 gọi là nhân tố Phương tiện hữu hình , bao gồm 4 biến: Mẫu mã thẻ ATM bắt mắt, sinh động, Trang bị camera quan sát tại các điểm giao dịch ATM, Máy ATM hiện đại dễ sử dụng, Máy ATM thể hiện đầy đủ cá mục chọn cần thiết.
- Nhân tố 6 gọi là nhân tố Mạng lưới, bao gồm 4 biến: Máy ATM của ngân hàng lắp ở những nơi an toàn, thuận tiện, Thẻ ATM của ngân hàng liên kết với hầu hết các ngân hàng khác, Ngân hàng có mạng lƣới cây ATM rộng khắp, Có các mạng lƣới hệ thống ngân hàng rộng khắp.
Nhận xét: sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA ta thấy không có sự xáo trộn giữa các biến trong từng nhân tố với nhau mà chỉ cso sự thay đổi vị trí giữa các biến trong cùng 1 nhân tố, điều này không ảnh hƣởng đến những phân tích tiếp theo.
4.3.3.2 EFA nhân tố phụ thuộc
Bảng 4.12 KMO biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .707 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 152.124
df 3
Sig. .000
Nhận xét: ta thấy bảng kiểm định có KMO = 0.707> 0.5 cho thấy mức độ có ý nghĩa của tập dữ liệu đƣa vào phân tích nhân tố khá cao và sig = 0.00 < 0.05. Nhƣ vậy ta đủ
SVTH: ỗ ức Lợi 45
cơ sở để kết luận rằng giữa 3 biến quan sát của nhân tố sự hài lòng chung có mối tƣơng quan với nhau, và đủ điều kiện để đƣa vào phân tích hồi quy.
4.3.4 Phân tích hồi quy
Thiết lập mô hình hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc (hài lòng chung về dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa cảu ngân hàng) và các biến độc lập (độ tin cậy, giá cả, sự đồng cảm, đáp ứng, phƣơng tiện hữu hình, mạng lƣới). Mô hình phân tích hồi quy sẽ mô tả hình thức của mối liên hệ và qua đó giúp dự đoán đƣợc mức độ của biến phụ thuộc khi biết trƣớc giá trị của biến độc lập. Phƣơng pháp phân tích đƣợc chọn lựa là phƣơng pháp chọn từng bƣớc Stepwise với tiêu chuẩn vào FIN là 0,05 và tiêu chuẩn ra FOUT là 0,1. Đây là phƣơng pháp đƣợc sử dụng rộng rãi nhất.
Đặt các biến trong phƣơng trình hồi quy đa biến nhƣ sau:
Y= Hài lòng chung
X1= Độ tin cậy
X2= Giá cả
X3= Sự đồng cảm
X4= Đáp ứng
X5= Phƣơng tiện hữu hình
X6= Mạng lƣới
Phương trình hồi quy tổng có dạng:
Y = + 1 X1+2X2 + 3X3 + 4X4 + 5X5+ 6X6
ặt giả thuyết:Những nhân tố tác động đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng
X1: Độ tin cậy có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
X2: Giá cả có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
SVTH: ỗ ức Lợi 46 X3: Sự đồng cảm có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
X4: Đáp ứng có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
X5: Phƣơng tiện hữu hình có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
X6: Mạng lƣới có tác động thuận chiều đến sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa.
Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.13 Model Summary
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson 1 .923a .853 .847 .294 2.100
ánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội:
So sánh 2 giá trị R2 và R2 điều chỉnh chúng ta sẽ thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn và dùng nó đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Nhƣ vậy sự tƣơng thích của mô hình với biến quan sát là rất lớn và biến phụ thuộc sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng gần nhƣ đƣợc giải thích bởi 6 biến độc lập trong mô hình.
Ở mức ý nghĩa 5% hệ số R2
hiệu chỉnh = 0.847 cho thấy độ phù hợp của mô hình là 84.7%. Nói cách khác biến độc lập giải thích đƣợc 84.7% sự biến thiên của biến phụ thuộc hài lòng chung.
Hệ số Durbin-Watson d=2.100 thỏa điều kiện dl<d<3-dU nên không xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mô hình.
Bảng 4.14 Anova hồi quy
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 73.041 6 12.173 140.764 .000b Residual 12.626 146 .086
Total 85.667 152
SVTH: ỗ ức Lợi 47
Kiểm định F sử dụng trong phân tích phƣơng sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập. Trong trƣờng hợp này, ta thấy rằng trị thống kê F đƣợc tính từ giá trị R2 đầy đủ, giá trị sig. rất nhỏ cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp và các biến đều đạt đƣợc tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance 0,0001).Nhƣ vậy, mô hình hồi quy bội thỏa các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Bảng 4.15 Kết quả phân tích hồi quy
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.780 .159 -4.898 .000 ĐỘ TIN CẬY .245 .024 .361 9.996 .000 .774 1.291 GIÁ CẢ .196 .035 .208 5.523 .000 .713 1.402 SỰ ĐỒNG CẢM .205 .025 .287 8.359 .000 .854 1.171 ĐÁP ỨNG .142 .030 .175 4.745 .000 .739 1.354 PHƢƠNG TIỆN HỮU HÌNH .182 .032 .215 5.647 .000 .698 1.434 MẠNG LƢỚI .260 .036 .256 7.255 .000 .812 1.232
Giải thích phương trình Từ bảng phân tích hồi quy trên, ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng và 6 biến độc lập đƣợc thể hiện trong phƣơng trình hồi quy mẫu sau:
Y = 0.361X1+0.287X3 + 0.256X6 + 0.215X5 + 0.208X2+ 0.175X4
Theo phƣơng trình hồi quy ở trên cho thấy sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng có quan hệ tuyến tính với các nhân tố, trong đó nhân tố độ tin cậy có hệ số beta cao nhất 0.361X1 có thể nói nhân tố độ tin cậy là nhân tố quan trọng nhất tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng do đó cần phát huy các nhân tố khác để hoàn thiện hơn nữa những hoạt động ảnh hƣởng tới lợi ích ngƣời tiêu dùng. Cũng phải nói thêm rằng các hệ số Beta chuẩn hóa đều >0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với sự hài lòng chung về chất lƣợng dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng. Kết quả này cũng khẳng định các giả thuyết nêu ra trong mô hình nghiên cứu (X1 – X6) đƣợc chấp nhận và đƣợc kiểm định phù hợp. Nhƣ vậy,
SVTH: ỗ ức Lợi 48
ngân hàng phải nỗ lực cải tiến những nhân tố này nâng cao hơn nữa sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ thẻ ghi nợ nội địa của ngân hàng.
Có thể nói:
Khi sự hài lòng về Độ tin cậy tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng cũng tăng lên 0.361 đơn vị.
Khi sự hài lòng về Sự đồng cảm tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng cũng tăng lên 0.287 đơn vị.
Khi sự hài lòng về Mạng lưới tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng cũng tăng lên 0.256 đơn vị.
Khi sự hài lòng về Phương tiện hữu hình tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng cũng tăng lên 0.215 đơn vị.