3.9 Phân tích hồi quy
3.9.2 Kết quả phân tích hàm hồi quy
Bảng 3.12 Kết quả phân tích hàm hồi quy
Biến nhập vào/bỏ ra
Mơ hình Biến nhập vào Biến bỏ ra Phương pháp
1 EMP, REL, ASS, RES, TANb . Enter
a. Biến phụ thuộc: Y
Chạy hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter). Thơng số mơ hình Mơ hình Hệ số R Hệ số R bình phương Hệ số R bình phương – hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê thay đổi
Hệ số Durbin- Watson Hệ số R bình phương sau khi đổi Hệ số F sau khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số sig. F sau khi đổi 1 .904a .816 .815 .26568 .816 442.802 5 498 .000 1.658 a. Dự báo: (hằng số), EMP, REL, ASS, RES, TAN
b. Biến phụ thuộc: Y
Một việc quan trọng của bất kì thủ tục thống kê xây dựng mơ hình dữ liệu nào cũng là chứng minh sự phù hợp của mơ hình. Hầu như khơng có hàm hồi quy nào phù hợp hồn tồn với tập dữ liệu, vẫn ln có sai lệch giữa các giá trị dự báo và các giá trị thực tế (thể hiện qua phần dư). Thang đo thông thường dùng để xác định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng so với dữ liệu là là hệ số xác định R2. (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008).
Giá trị hệ số R2 = 0.816 và R2 hiệu chỉnh = 0.815, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 81.6%, hay nói cách khác, hơn 81.6% sự khác biệt trong đánh giá của khách hàng .
Với mức ý nghĩa 0.000, nghĩa là 05 biến độc EMP, REL, ASS, RES, TAN giải thích 81.6% biến thiên của biến phụ thuộc Y. Điều này chứng tỏ kết quả của dữ liệu thu thập được giải thích rất tốt cho mơ hình. Kiểm định Durbin-Watson cho thấy phần dư có tương quan thuận và phần dư đều đạt yêu cầu.
Hệ số d (Durbin – Watson) = 1.658 nằm trong khoảng {1.5; 2.5} cho thấy khơng có hiện tượng tự tương quan.
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Bình phương trung bình Hệ số F Hệ số Sig. 1 Hồi quy 156.275 5 31.255 442.802 .000b Phần dư 35.151 498 .071 Tổng 191.427 503 a. Biến phụ thuộc: Y
b. Dự báo: (hằng số), EMP, REL, ASS, RES, TAN
Tuy vậy, giá trị R2 chỉ thể hiện sự phù hợp của mơ hình và dữ liệu mẫu. Để xem xét sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, ta thực hiện kiểm định F.
Tiếp theo tác giả tiến hành phép kiểm định F về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có quan hệ tuyến tính với tồn bộ tập hợp các biến độc lập hay không.
Giả thuyết H0 được đặt ra là: 1 = 2 = 3 = 4 = 5 = 0.
Giá trị Sig = 0.000 của trị thống kê F của mơ hình đầy đủ dù rất nhỏ, cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mơ hình hồi quy tổng thể bằng 0, cũng có nghĩa là kết hợp của các biến hiện có trong mơ hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụ thuộc Y. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính tác giả đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu, mức độ phù hợp là 81.6%.
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Thống kê đa cộng tuyến Độ lệch chuẩn Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai. 1 (hằng số) -.518 .087 -5.947 .000 F1: REL .331 .017 .377 19.033 .000 .937 1.067 F2: RES .204 .020 .218 10.378 .000 .833 1.201 F3: ASS .222 .015 .311 14.613 .000 .815 1.227 F4: TAN .186 .017 .251 11.151 .000 .728 1.373 F5: EMP .214 .017 .277 12.680 .000 .773 1.294 a. Biến phụ thuộc: Y
Kiểm tra giả định về mối tương quan giữa các biến độc lập là đo lường đa cộng tuyến (Collinearlity Diagnostics). Các công cụ chuẩn đoán đa cộng tuyến có thể sử dụng là: Độ chấp nhận của biến (Tolerance), hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF).
Độ chấp nhận của biến (Tolerance): Nếu độ chấp nhận của biến nhỏ là dấu hiệu đa cộng tuyến. Hệ số phóng đại phương sai (VIF) là nghịch đảo của độ chấp nhận của biến (Tolerance). Nếu VIF lớn hơn 10 đó là dấu hiệu đa cộng tuyến (Hoàng Trọng-Mộng Ngọc, 2008).
Kết quả ở phân tích cho thấy độ chấp nhận của biến (Tolerance) là không nhỏ (nhỏ nhất là 0.728) và hệ số phóng đại phương sai (VIF) không lớn hơn 10 (lớn nhất là 1.373 < 2).
Có thể kết luận các biến độc lập tham gia vào mơ hình đều có mối liên hệ tốt với biến phụ thuộc và có khả năng sử dụng các hệ số hồi quy này để giải thích hay lượng hóa mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Do đó khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nên tác giả có thể sử dụng phương trình hồi quy này.
Phép kiểm định t nhằm mục đích kiểm tra xem hệ số hồi quy của biến đưa vào có bằng 0 hay khơng. Các giá trị sig. tại các phép kiểm định đều rất nhỏ chứng tỏ cả 5 biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Quan sát các hệ số chuẩn hóa, ta thấy cả 5 nhân tố đều có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc với Sig t = 0.00 < 0.05.
Vậy, phương trình hồi quy sau khi phân tích có kết quả như sau:
Y = -0.518 + 0.331*F1 + 0.204*F2 + 0.222*F3 + 0.186*F4 + 0.214*F5
Hay là:
Sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HCM = -0.518 + 0.331*(sự tin cậy) + 0.204*(sự đáp ứng) + 0.222*(sự
đảm bảo) + 0.186*(phương tiện hữu hình) + 0.214*(sự cảm thơng). Qua phương trình hồi quy trên có nghĩa là:
- Trong điều kiện: sự đáp ứng (F2), sự đảm bảo (F3), phương tiện hữu hình (F4), sự cảm thơng (F5) không thay đổi, nếu sự tin cậy (F1) tăng lên 1 thì sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HCM tăng lên 0.331.
- Trong điều kiện: sự tin cậy (F1), sự đảm bảo (F3), phương tiện hữu hình (F4), sự cảm thơng (F5) khơng thay đổi, nếu sự đáp ứng (F2) tăng lên 1 thì sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HCM tăng lên 0.204.
- Trong điều kiện: sự tin cậy (F1), sự đáp ứng (F2), phương tiện hữu hình (F4), sự cảm thông (F5) không thay đổi, nếu sự đảm bảo (F3) tăng lên 1 thì sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HC tăng lên 0.222.
- Trong điều kiện: sự tin cậy (F1), sự đáp ứng (F2), sự đảm bảo (F3), sự cảm thơng (F5) khơng thay đổi, nếu phương tiện hữu hình (F4) tăng lên 1 thì sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HC tăng lên 0.186.
- Trong điều kiện: sự tin cậy (F1), sự đáp ứng (F2), sự đảm bảo (F3), phương tiện hữu hình (F4) khơng thay đổi, nếu sự cảm thơng (F5) tăng lên 1 thì sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HC tăng lên 0.186.
Thông qua các hệ số chuẩn hóa biết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Cụ thể nhân tố tin cậy có ảnh hưởng nhiều nhất ( = 0.377) cho thấy khách hàng ưu tiên về phí kiểm đếm, phí chuyển tiền và đảm bảo thực hiện đúng lãi suất, đứng thứ hai là nhân tố đảm bảo ( = 0.311) cho thấy khách hàng quan tâm đến sự an toàn khi giao dịch, đứng thứ ba là nhân tố sự cảm thông ( = 0.277) cho thấy sự quan tâm đặc biệt và thái độ của giao dịch viên đối với khách hàng, kế tiếp là nhân tố phương tiện hữu hình ( = 0.251) do trong môi trường cạnh tranh giữa các ngân hàng về dịch vụ tiền gửi nên về cơ sở vật chất và mức độ thuận lợi của địa điểm giao dịch gần như được nâng cao giữa các ngân hàng, đó là lý do khách hàng không quan tâm nhiều, kế tiếp là nhân tố sự đáp ứng ( = 0.218) do sự cạnh tranh của các ngân hàng nên dịch vụ về tiền gửi tiết kiệm của các ngân hàng cung cấp gần gần giống nhau nên không nhận được sự quan tâm của khách hàng nhiều. Nhìn chung tất cả các nhân tố đều có ảnh hưởng nhưng mức độ quan trọng khơng có sự chênh lệch lớn.
Kết quả kiểm định các giả thuyết:
- H1: cảm nhận của khách hàng về các yếu tố trong sự tin cậy cùng chiều với sự hài lòng của khách hàng được chấp nhận.
- H2: cảm nhận của khách hàng về sự đáp ứng cùng chiều với sự hài lòng của khách hàng được chấp nhận.
- H3: cảm nhận của khách hàng về sự đảm bảo cùng chiều với sự hài lòng của họ càng cao khi sử dụng dịch vụ được chấp nhận.
- H4: cảm nhận của khách hàng về sự cảm thông cùng chiều với mức độ hài lòng của khách hàng được chấp nhận.
Kết luận chương 3
Trên cơ sở lý thuyết chương 1 và phương pháp xây dựng, thu thập, phân tích số liệu áp dụng lý thuyết vào đề tài trong chương 3, bằng các kỹ thuật phân tích thống kê như: Thống kê mơ tả, phân tích EFA, kiểm định Cronbach Alfa, phân tích hồi quy tuyến tính bội và các kỹ thuật kiểm định thống kê khác, chương 3 đã thực hiện tính tốn đã có kết quả nhận diện và xác định được mức độ những nhân tố thực sự có ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HCM.
Sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HC là tương đối cao (4,005).
Thang đo chất lượng dịch vụ ngân hàng qua phân tích nhân tố được sắp xếp lại thứ tự 5 nhân tố: Sự tin cậy, sự đáp ứng, sự đảm bảo, phương tiện hữu hình và sự cảm thơng
Kết quả phân tích hồi qui xác định mơ hình hồi quy tuyến tính bội của biến phụ thuộc (Y) theo 5 biến độc lập là sự tin cậy, sự đáp ứng ,sự đảm bảo, phương tiện hữu hình và sự cảm thơng. Các giá trị 0.377; 0.311; 0.277; 0.251 và 0.218 đại diện cho các hệ số beta chuẩn hóa của các biến sự tin cậy, sự đảm bảo, sự cảm thơng, phương tiện hữu hình và sự đáp ứng. Từ đó cho ta thấy nhân tố sự tin cậy có tầm quan trọng nhất đối với sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ tiền gửi tiết kiệm, sau đó là sự đảm bảo, sự cảm thơng, phương tiện hữu hình và sự đáp ứng.
Thực hiện kiểm định hiện tượng đa công tuyến giữa các biến độc lập, kiểm định độ phù hợp của mơ hình và hiện tượng phương sai thay đổi cho thấy mơ hình hồi quy sử dụng được. Các thành phần sự tin cậy, sự đảm bảo, sự cảm thơng, phương tiện hữu hình và sự đáp ứng có quan hệ dương với sự hài lịng của khách hàng. Trên cơ sở những kết quả đạt được, chương 4 sẽ triển khai những gợi ý cho các chính sách trong tương lai nhằm cải thiện những vấn đề mà khách hàng sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Vietinbank trên địa bàn TP.HCM quan tâm mong muốn, hướng tới những chính sách giữ khách hàng cũ, phát triển khách hàng mới
CHƯƠNG 4
GIẢI PHÁP NÂNG CAO SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG VỀ DỊCH VỤ TIỀN GỬI TIẾT KIỆM TẠI NGÂN HÀNG TMCP CÔNG