5. Kết cấu của luận văn
2.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ mobile banking tạ
2.3.2.4 Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu
Mơ hình hồi quy có dạng sau:
Y = β0 + β1*X1 + β2*X2 + β3*X3 + β4*X4 + β5*X5 + ε Trong đó:
- Y là biến phụ thuộc: chất lượng dịch vụ mobile banking - Các biến độc lập: X1, X2, X3, X4, X5
X1: Sự tin cậy X2: Phương tiện hữu hình X3: Sự đồng cảm X4: Sự đáp ứng X5: Năng lực phục vụ
- β0: hằng số hồi quy
- β1, β2 ,β3, β4, β5 : trọng số hồi quy - ε: sai số
Phân tích hồi quy tuyến tính bội được sử dụng để đánh giá tầm quan trọng của từng thành phần trong thang đo chất lượng dịch vụ dựa vào sự cảm nhận của
a. Phân tích tương quan
Bảng 2.7: Ma trận hệ số tương quan Tin cậy Phương Tin cậy Phương
tiện Đồng cảm Đáp ứng Năng lực Chất lượng Tin cậy Pearson Correlation 1 .510
** .163* .359** .487** .654** Sig. (2-tailed) .000 .011 .000 .000 .000 Phương tiện Pearson Correlation .510** 1 .196** .316** .451** .525** Sig. (2-tailed) .000 .002 .000 .000 .000 Đồng cảm Pearson Correlation .163 * .196** 1 .043 .051 .230** Sig. (2-tailed) .011 .002 .505 .434 .000 Đáp ứng Pearson Correlation .359 ** .316** .043 1 .344** .540** Sig. (2-tailed) .000 .000 .505 .000 .000
Năng lực Pearson Correlation .487
** .451** .051 .344** 1 .598** Sig. (2-tailed) .000 .000 .434 .000 .000 Chất lượng Pearson Correlation .654** .525** .230** .540** .598** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
**. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 *. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.05
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
Phân tích tương quan được thực hiện giữa biến phụ thuộc là chất lượng dịch vụ mobile banking và các biến độc lập, đồng thời cũng phân tích tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Kết quả chạy ma trận tương quan cho thấy các yếu tố “năng lực”, “đáp ứng”, “tin cậy”, “phương tiện hữu hình”, “đồng cảm” có sự tương quan cùng chiều với chất lượng dịch vụ mobile banking với mức độ khá mạnh, các hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa < 0.01. Ngoài ra các biến độc lập cũng có tương quan với nhau nên khi phân tích hồi quy cần chú ý đến khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
b. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Mơ hình hồi quy bội được tiến hành với năm biến độc lập được đưa vào phân tích cùng một lần (phương pháp Enter) cho kết quả hệ số xác định R2 = 0.628 và R2 hiệu chỉnh là 0.62, nghĩa là 62% sự biến thiên của chất lượng dịch vụ mobile banking có thể được giải thích bởi sự biến thiên của sự tin cậy, sự đáp ứng, năng lực phục vụ, sự đồng cảm và phương tiện hữu hình.
Kiểm định F là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Giả thuyết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = 0 (tất cả hệ số hồi quy
riêng phần bằng 0). Dữ liệu tại bảng 2.9 cho thấy giá trị sig(F) = 0,000 < mức ý nghĩa (5%) do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều đó có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu hiện có.
Bảng 2.8: Hệ số xác định R2
và hệ số Durbin - Watson
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-
Watson
1 .793a .628 .620 .45983 1.997
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
Bảng 2.9: Kiểm định F Mơ hình bình phương Tổng các Bật tự do Mơ hình bình phương Tổng các Bật tự do (df) Bình phương trung bình Kiểm định F Mức ý nghĩa (Sig.) 1 Hồi quy 84.015 5 16.803 79.467 .000a Phần dư 49.690 235 .211 Tổng 133.705 240
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
c. Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hồi quy
Kết quả tại bảng 2.10 cho thấy các hệ số hồi quy riêng phần β1, β2 , β3,β4, β5 đều lớn hơn khơng và có mức ý nghĩa (Sig.) < 0.05. Do đó, các biến độc lập năng lực phục vụ, sự đáp ứng, sự tin cậy, phương tiện hữu hình và sự đồng cảm đều có tác động dương đến chất lượng dịch vụ mobile banking ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy chấp nhận các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5.
Bảng 2.10: Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn
hóa chuẩn hóa Kiểm Hệ số
định t Mức ý nghĩa (Sig.) Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) -1.111 .256 -4.347 .000 tin_cay .387 .057 .338 6.751 .000 .630 1.587 phuong_tien .124 .054 .113 2.309 .022 .662 1.511 dong_cam .163 .052 .126 3.100 .002 .950 1.052 dap_ung .328 .051 .281 6.406 .000 .822 1.217 nang_luc .337 .058 .280 5.814 .000 .684 1.463 Biến phụ thuộc: chat_luong
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
Giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập và giả định phương sai của sai số không đổi.
Kiểm tra giả định này cần xem xét đồ thị phân tán (Scatter) giữa các phần dư và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy cho ra. Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh. Đồ thị phân tán Scatter (Xem phụ lục 8, mục 5) cho thấy các phần dư được phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) chứ khơng tạo thành hình dạng nào khác. Điều đó cho thấy giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn. Đồng thời, đồ thị phân tán Scatter cũng cho thấy các phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 trong một phạm vi không đổi. Điều này cũng giúp kết luận phương sai của sai số là không thay đổi.
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư.
Để kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư, sử dụng biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ P-P Plot (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, phân phối phần dư có giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 (mean = 1.05E-14) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std.Dev. = 0,99). Biểu đồ P-P Plot đều cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng (Xem phụ lục 8, mục 3 và 4). Do đó, có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến).
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF), quy tắc là khi VIF vượt q 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Dữ liệu tại bảng 2.10 cho thấy giá trị VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư).
Đại lượng thống kê Durbin – Watson (d) được sử dụng để kiểm tra giả định về khơng có tương quan giữa các phần dư. Đại lượng Durbin – Watson có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 2.8 cho thấy giá trị đại lượng Durbin – Watson = 1.997, gần bằng 2 nên có thể kết luận các sai số trong mơ hình độc lập với nhau hay khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
e. Kết luận phân tích hồi quy
Như vậy với giả thuyết ban đầu cho mơ hình nghiên cứu đề xuất và kết quả phân tích, phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
Y = 0.338 * X1 + 0.113 * X2 + 0.126 * X3 + 0.281 * X4 + 0.280 * X5
Trong đó:
Y: Chất lượng dịch vụ mobile banking
X1: Sự tin cậy; X2: Phương tiện hữu hình; X3: Sự đồng cảm X4: Sự đáp ứng; X5: Năng lực phục vụ
Mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc chất lượng dịch vụ mobile banking: kết quả hồi quy cho thấy cả năm thành phần của chất lượng dịch vụ đều có tác động cùng chiều có ý nghĩa đến chất lượng dịch vụ mobile banking. Trong đó, yếu tố sự tin cậy có tác động mạnh nhất, (với hệ số β = 0.388), kế tiếp lần lượt là yếu tố sự đáp ứng (với hệ số β = 0.281), tiếp theo là năng lực phục vụ (β = 0.280), sự đồng cảm (β = 0.126) và phương tiện hữu hình có tác động yếu nhất đến chất lượng dịch vụ mobile banking (với hệ số β = 0.113).