CHƢƠNG 2 : PHƢƠNG PHÁP VÀ THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU
3.2. Thực trạng dịch vụ thẻ tại ngân hàng TMCP Hàng Hải – CN Sở Giao Dịch
3.2.5 Phân tích hồi quy
3.2.5.1 Kết quả ước lượng
Phân tích hồi quy chỉ ra tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Trong các biến độc lập giả thuyết ban đầu thì có những biến độc lập nào thực sự có tác động lên CLDV (p-value nhỏ hơn 0.05 trong phân tích hồi quy). Đối với các biến có p-value lớn hơn 0.05 tác giả sẽ tiến hành loại bỏ biến thừa này ra khỏi mô hình với lý do không có tác động lên biến phụ thuộc CLDV.
Ban đầu tác giả tiến hành chạy hồi quy với tất cả các biến theo phƣơng pháp Enter (đƣa đồng thời tất cả các biến vào mô hình) thu đƣợc kết quả nhƣ sau:
Bảng 3.18. Kết quả hồi quy ban đầu Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Thống kê t p- value Thống kê đa cộng tuyến
Beta Beta Hệ số VIF
(Constant) -.286 -1.353 .177 TC .484 .459 9.490 .000 1.411 DU .181 .179 3.998 .000 1.203 DB .121 .142 3.037 .003 1.324 DC .198 .207 4.176 .000 1.486 HH .079 .093 1.786 .075 1.627 R2 Hiệu chỉnh 0.588 p-value Kiểm định F 0.000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm SPSS và tổng hợp của tác giả
Kết quả cho thấy biến HH không có tác động đến biến phụ thuộc CLDV (có giá trị p-value bằng 0.075 lớn hơn 0.05), vì vậy tác giả tiến hành loại bỏ biến HH và thực hiện chạy lại mô hình thu đƣợc kết quả sau:
Bảng 3.19 kết quả cuối cùng sau khi loại biến HH
Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Thống kê t p-value Thống kê đa cộng tuyến
Beta Beta Hệ số VIF
(Constant) -.259 -1.226 .221 TC .509 .484 10.369 .000 1.299 DU .182 .180 4.018 .000 1.202 DB .137 .161 3.511 .001 1.257 DC .229 .240 5.155 .000 1.290 R2 Hiệu chỉnh 0.585 p-value Kiểm định F 0.000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm SPSS và tổng hợp của tác giả
Với kiểm định F có p-value bằng 0.000 cho thấy mô hình có ít nhất 1 biến có ý nghĩa
Hệ số VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy mô hình không tồn tại đa cộng tuyến. Biểu đồ phần dƣ có phân phối chuẩn nên mô hình hoàn toàn hợp lý
Hình 3.2 Biểu đồ phần dƣ
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)
Phƣơng trình hồi quy
HL = -0.259 + 0.509*TC + 0.182*DU + 0.137*DB + 0.229*DC
R2 hiệu chỉnh bằng 0.585 cho thấy mô hình giải thích đƣợc 58.50% sự thay đổi của cảm nhận về CLDV qua các nhân tố về Sự tin cậy, Sự đảm bảo, Năng lực đáp ứng và Sự đồng cảm.
3.2.5.2 Kiểm định giả thuyết
Giả thuyết: Nhân tố sự tin cậy có tác động tích cực đến sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định giả thuyết hệ số Beta của biến TC dƣơng. Từ kết quả ƣớc lƣợng mô hình hồi quy bội ta có hệ số Beta của biến TC = 0.509 > 0, thống kê t tƣơng ứng có p – value = 0.000 < 0.05 (bảng 3.17). Nhƣ vậy với mức ý nghĩa 5% từ mẫu nghiên cứu có thể cho rằng hệ số Beta của biến TC dƣơng. Hay nói cách khác ta chấp nhận giả thuyết biến TC có tác động lên CLDV.
Giả thuyết: Nhân tố Sự đảm bảo có tác động tích cực đến sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định giả thuyết hệ số Beta của biến DB. Từ ƣớc lƣợng mô hình hồi quy bội cho thấy hệ số Beta của biến DB β = 0.137 > 0, thống kê t tƣơng ứng có p – value = 0.000< 0.05 (bảng 3.17). Nhƣ vậy
ta chấp nhận giả thuyết nhân tố sự đảm bảo có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn của khách hàng. Điều đó cho thấy nhân tố khả năng đáp ứng trong nghiên cứu này có ảnh hƣởng tích cực đến CLDV
Giả thuyết Nhân tố Khả năng đáp ứng có tác động tích cực đến sự hài lòng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định giả thuyết hệ số Beta của biến DU dƣơng. Từ ƣớc lƣợng mô hình hồi quy bội cho thấy hệ số Beta của biến DU β = 0.182 > 0, thống kê t tƣơng ứng có p – value = 0.006< 0.05 (bảng 18). Nhƣ vậy ta chấp nhận giả thuyết nhân tố Khả năng đáp ứng có tác động cùng chiều lên CLDV.
Giả thuyết: Nhân tố sự đồng cảm có tác động tích cực đến sự hài lòng khách hàng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định giả thuyết hệ số Beta của biến DC dƣơng. Từ ƣớc lƣợng mô hình hồi quy bội cho thấy hệ số Beta của biến DC β = 0.229 > 0, thống kê t tƣơng ứng có p – value = 0.000 < 0.05 (bảng 3.17). Nhƣ vậy ta chấp nhận giả thuyết nhân tố Sự đồng cảm có tác động cùng chiều lên CLDV
Giả thuyết: Nhân tố phƣơng tiện hữu: Từ ƣớc lƣợng mô hình hồi quy bội cho thấy thống kê t tƣơng ứng có p – value > 0.05 (bảng 3.17). Hay nói các khác ta bác bỏ giả thuyết Nhân tố Phƣơng tiện hữu hình có tác động cùng chiều lên CLDV Với kết quả đƣa ra các biến đều có p-value nhỏ hơn 0.05 cho thấy các nhân tố có tác động lên CLDV: Sự tin cậy (TC); Sự đảm bảo (DB); Khả năng đáp ứng (DU); Sự đồng cảm (DC). Biến Phƣơng tiện hữu hình (HH) không có tác động lên biến CLDV. Qua hệ số beta chuẩn hóa đƣợc thể hiện có thể thấy đƣợc mức độ tác động của nhân tố tới sự hài lòng của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng MSB. Hệ số beta chuẩn hóa bằng 0.484 nhân tố Sự tin cậy (TC) có tác động mạnh nhất tới CLDV, nhân tố có tác động mạnh thứ 2 là DC (0.240), nhân tố DU có tác động mạnh thứ 3 (0.180) và nhân tố có tác động yếu nhất là DB (0.161).
Hình 3.3. Mô hình lý thuyết và các giả thuyết tác động đến sự hài lòng
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)