Phân tích hồi quy bội

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ chuyển tiền điện thanh toán hàng hóa nhập khẩu tại ngân hàng TMCP sài gòn thương tín (Trang 75 - 77)

CHƢƠNG 4 .KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.4. Phân tích tƣơng quan và hồi quy tuyến tính

4.4.2.3. Phân tích hồi quy bội

Kết quả phân tích hồi quy

Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng phƣơng pháp Enter (đƣa tất cả biến vào mơ hình ) để phân tích mơ hình hồi qui bội

Bảng 4.19: Đánh giá độ phù hợp của mơ hình sự hài lịng của khách hàng

Model R R2 Adjust R2 Std. Error of the Estimate

1 .716a .513 .508 .54940

Bảng 4.20: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình sự hài lịng của khách hàng

Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 72.069 2 36.034 119.380 .000a Residual 68.519 227 .302 Total 140.587 229

Bảng 4.21: Kết quả phân tích hồi quy bội của biến sự hài lịng của khách hàng

Mơ hình 1 Hệ số chƣa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh t Sig.

Kiểm tra đa cộng tuyến B

Std.

Error Beta Tolerance VIF

1 (Constant) 1.396 .151 9.269 .000 1.396 .151 CL .295 .046 .358 6.379 .000 .683 1.463 CP .404 .050 .451 8.046 .000 .683 1.463

Đánh giá độ phù hợp của mơ hình

Hệ số R2 điều chỉnh (Adjusted R square)=0.508, điều này nói lên rằng mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với dữ liệu thực tế; và 2 biến độc lập đã giải thích đƣợc đến 50.8% sự thay đổi của biến phụ thuộc HL

Kiểm định độ phù hợp của mơ hình

Kết quả kiểm định trị thống kê F, với giá trị sig = 0.000 (< 0.05) từ bảng phân tích phƣơng sai ANOVA cho biết chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0: R2 = 0, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với giả thuyết đề ra

Kiểm định đa cộng tuyến

Kết quả cho thấy hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF) có giá trị đạt 1.463, đạt yêu cầu (VIF < 10). Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hƣởng đến kết quả giải

thích của mơ hình.

Phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội

2 biến độc lập CL, CP đều có mức sig < 0,05 nên cả hai nhân tố này đều có ý nghĩa trong mơ hình hồi quy. Tất cả các hệ số α của 5 biến này đều mang dấu (+), nghĩa là các biến này đều có tƣơng quan dƣơng với biến HL. Điều này phù hợp với các giả thuyết trong mơ hình đề nghị của tác giả.

Dựa vào kết quả hồi quy đã thể hiện ở bảng trên, phƣơng trình hồi qui bội đo lƣờng chất lƣợng dịch vụ TTQT của Sacombank đƣợc thể hiện nhƣ sau:

Phương trình hồi quy dạng chưa chuẩn hóa:

HL = 1.396+ 0.295 * CL + 0.404 * CP

Phương trình hồi quy dạng chuẩn hóa:

HL = 0.358 * CL + 0.451 * CP

Căn cứ vào hệ số hồi quy của từng nhân tố trong phƣơng trình hồi quy dạng chuẩn hóa thì thành phần chi phí (CP) có ảnh hƣởng mạnh hơn đến sự hài lịng của khách hàng (HL) khi sử dụng dịch vụ chuyển tiền bằng điện (T/T) thanh toán hàng hoá nhập khẩu của Sacombank (hệ số µ = 0.451). Kết quả nghiên cứu này có thể gây ra tranh cãi. Tuy nhiên, nếu xét đến tình hình kinh doanh dịch vụ chuyển tiền bằng điện (T/T) thanh toán hàng hoá nhập khẩu của Sacombank trong thời gian gần đây thì kết quả này khá phù hợp. Trong thời gian qua, chất lƣợng dịch vụ chuyển tiền hàng hoá nhập khẩu giữa các ngân hàng trong khối ngân hàng thƣơng mại đều đƣợc cải thiện đáng kể và quy chuẩn nhằm phù hợp với các quy định chuyển tiền mới của các tổ chức trên thế giới (điều luật FATCA hay Dood-Frank), do đó nhằm thu hút khách hàng, các ngân hàng lại chuyển hƣớng sang cạnh tranh về chi phí cung cấp dịch vụ. Có lẽ chính vì điều này mà sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ chuyển tiền thanh toán hàng hoá nhập khẩu lại chịu ảnh hƣởng mạnh yếu tố chi phí.

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ chuyển tiền điện thanh toán hàng hóa nhập khẩu tại ngân hàng TMCP sài gòn thương tín (Trang 75 - 77)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(141 trang)