Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .793
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 420.409
df 6
Sig. .000
4.3 Điều chỉnh mơ hình nghiên cứu
Kết quả phân tích đã thay đổi các nhân tố tác động trong mơ hình nghiên cứu, đặc biệt thành phần chất lƣợng dịch vụ bị chia nhỏ thành 4 nhân tố khác, cơ bản vẫn tuân theo cách gom nhóm đã có từ các mơ hình nghiên cứu đi trƣớc, cụ thể:
Bảng 4.15: Thang đo chất lƣợng dịch vụ điều chỉnh
STT Biến quan sát Ký hiệu
ĐỘ TIN CẬY
01 Cung cấp thẻ tín dụng đúng nhƣ đã giới thiệu CL1
02 Cung cấp chính xác các thơng tin về lãi suất, biểu phí CL2 03 Cung cấp các dịch vụ đúng theo thời gian đã thông báo CL3
KHẢ NĂNG ĐÁP ỨNG
04 Luôn tƣ vấn đầy đủ thơng tin về thẻ tín dụng cho tơi CL4
05 Luôn sẵn sàng giúp đỡ tôi khi cần hỗ trợ CL5
06 Luôn đáp ứng các yêu cầu của tơi nhanh chóng CL6
07 Luôn dành sự quan tâm chu đáo cho tôi CL7
08 Luôn tận tâm khi cung cấp các dịch vụ cho tôi CL8
09 Ln đề cao lợi ích cá nhân của tơi CL9
10 Luôn hiểu các nhu cầu của tôi CL10
SỰ ĐẢM BẢO
12 Tạo cho tôi cảm giác tin tƣởng khi sử dụng CL11
13 Tạo cho tôi cảm giác thoải mái khi giao dịch CL12
14 Nhân viên có thái độ phục vụ chuyên nghiệp CL14
15 Nhân viên luôn lịch sự, nhã nhặn CL15
16 Nhân viên có kiến thức nghiệp vụ và kỹ năng xử lý CL16 PHƢƠNG TIỆN HỮU HÌNH
17 Cơ sở vật chất, trang thiết bị hiện đại CL19
18 Thiết kế hình ảnh và khơng gian giao dịch bắt mắt CL20
19 Ấn phẩm quảng cáo khác trông rất hấp dẫn CL21
Nhƣ vậy, mơ hình nghiên cứu điều chỉnh từ kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA gồm 7 biến độc lập:
- Độ tin cậy gồm 3 biến quan sát.
- Khả năng đáp ứng gồm 8 biến quan sát. - Sự đảm bảo gồm 5 biến quan sát.
- Phƣơng tiện hữu hình gồm 3 biến quan sát. - Thói quen sử dụng gồm 4 biến quan sát. - Chi phí thay đổi gồm 4 biến quan sát.
- Sự hấp dẫn của ngân hàng khác gồm 4 biến quan sát.
Và một biến phụ thuộc là Lòng trung thành của khách hàng gồm 4 biến quan sát. Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh và các giả thiết mới nhƣ sau:
H1: Độ tin cậy và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
H2: Khả năng đáp ứng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều H3: Sự đảm bảo và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
H4: Phƣơng tiện hữu hình và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều H5: Thói quen sử dụng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều H6: Chi phí thay đổi và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
H7: Sự hấp dẫn của ngân hàng khác và lòng trung thành có mối quan hệ ngƣợc chiều
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh
Trong phần phân tích hồi quy tiếp theo, các nhân tố sẽ nhận giá trị trung bình của các biến quan sát sau:
TINCAY = MEAN (CL1,CL2,CL3) DAPUNG = MEAN (CL4,CL5,CL6,CL7,CL8,CL9,CL10,CL13) DAMBAO = MEAN (CL11,CL12,CL14,CL15,CL16) HUUHINH = MEAN (CL19,CL20,CL21) THOIQUEN = MEAN (TQ1,TQ2,TQ3,TQ4) THAYDOI = MEAN (TD1,TD2,TD3,TD4) HAPDAN = MEAN (HD1,HD2,HD3,HD4) TRUNGTHANH = MEAN (TT1,TT2,TT3,TT4)
4.4 Phân tích tƣơng quan và hồi quy 4.4.1 Phân tích tƣơng quan
Phân tích tƣơng quan giữa Lòng trung thành với các biến có quan hệ. Sử dụng phân tích tƣơng quan Pearson’s để kiểm tra mối tƣơng quan tuyến tính giữa các biến, nếu các biến có tƣơng quan chặt chẽ thì cần kiểm định đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy ở bƣớc tiếp theo.
Độ tin cậy Khả năng đáp ứng Sự đảm bảo Phƣơng tiện hữu hình Lịng trung thành H1 H2 H3 H4 Thói quen sử dụng Chi phí thay đổi Sự hấp dẫn của ngân hàng khác H5 H6 H7
Phân tích ma trận tƣơng quan sẽ lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa các thành phần và Lòng trung thành. Hệ số này dao động trong khoảng từ -1 đến 1, nếu lớn hơn 0.6 thì mối quan hệ là chặt chẽ và càng gần 1 thì càng chặt chẽ cịn nếu nhỏ hơn 0.3 thì mối quan hệ là lỏng lẻo.
Theo kết quả ma trận tƣơng quan tại Bảng 4.16 ta nhận thấy:
- TINCAY có mối tƣơng quan tuyến tính với DAPUNG với hệ số Pearson đạt đƣợc là 0.542. Nếu xét 2 thành phần này trong mối quan hệ độc lập sẽ không bị ảnh hƣởng bởi các thành phần khác. Khi độ tin cậy gia tăng sẽ đồng nghĩa với khả năng đáp ứng cũng gia tăng.
- DAPUNG có mối tƣơng quan tuyến tính với DAMBAO, HUUHINH với hệ số Pearson đạt lần lƣợt là 0.698 và 0.569. Nhƣ vậy, khả năng đáp ứng có tƣơng quan mạnh với sự đảm bảo và phƣơng tiện hữu hình.
- DAMBAO có mối tƣơng quan tuyến tính với THOIQUEN, THAYDOI với hệ số Pearson đạt lần lƣợt là 0.573 và 0.572.
- THOIQUEN có mối tƣơng quan tuyến tính với THAYDOI với hệ số Pearson là 0.629. Khi thói quen sử dụng gia tăng sẽ kéo theo chi phí thay đổi bị ảnh hƣởng và có xu hƣớng gia tăng theo.
- HAPDAN có tƣơng quan tuyến tính yếu với các thành phần cịn lại.
- TRUNGTHANH có tƣơng quan tuyến tính chặt chẽ với các thành phần DAPUNG, DAMBAO, THOIQUEN và THAYDOI với hệ số Pearson lần lƣợt là 0.511, 0.640, 0.653, 0.586.
- TRUNGTHANH có tƣơng quan khá chặt chẽ với TINCAY với hệ số Pearson là 0.399 nhƣng có mối tƣơng quan yếu với HUUHINH do hệ số Pearson chỉ đạt 0.165.
- TRUNGTHANH và HAPDAN có mức tƣơng quan sig = 0.577 nên khơng có tƣơng quan tuyến tính và sẽ bị loại khỏi trong mơ hình hồi quy bội.
Bảng 4.16: Kết quả phân tích tƣơng quan
4.4.2 Phân tích hồi quy
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005) cần quan tâm đến các thông số sau khi chạy hồi quy:
TINCAY DAPUNG DAMBAO HUUHINH THOIQUEN THAYDOI HAPDAN TRUNG THANH TIN CAY Pearson Correlation 1 .542 ** .388** .477** .257** .019 .156* .399** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .767 .015 .000 N 243 243 243 243 243 243 243 243 DAPUNG Pearson Correlation .542 ** 1 .698** .569** .377** .288** .212** .511** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .001 .000 N 243 243 243 243 243 243 243 243 DAM BAO Pearson Correlation .388 ** .698** 1 .460** .573** .572** .046 .640** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .477 .000 N 243 243 243 243 243 243 243 243 HUU HINH Pearson Correlation .477 ** .569** .460** 1 .147* .146* .274** .165** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .022 .023 .000 .010 N 243 243 243 243 243 243 243 243 THOI QUEN Pearson Correlation .257 ** .377** .573** .147* 1 .629** -.094 .653** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .022 .000 .145 .000 N 243 243 243 243 243 243 243 243 THAY DOI Pearson Correlation .019 .288 ** .572** .146* .629** 1 -.032 .586** Sig. (2-tailed) .767 .000 .000 .023 .000 .621 .000 N 243 243 243 243 243 243 243 243 HAP DAN Pearson Correlation .156 * .212** .046 .274** -.094 -.032 1 .036 Sig. (2-tailed) .015 .001 .477 .000 .145 .621 .577 N 243 243 243 243 243 243 243 243 TRUNG THANH Pearson Correlation .399 ** .511** .640** .165** .653** .586** .036 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .010 .000 .000 .577 N 243 243 243 243 243 243 243 243
- Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số dựa trên mối quan hệ giải thích của biến độc lập với biến phụ thuộc.
- Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập, với giá trị thay đổi từ 0 đến 1.
- Kiểm định ANOVA để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định nhỏ hơn 0.05 thì có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu, hệ số R2
hiệu chỉnh đƣợc sử dụng. R2 hiệu chỉnh phản ánh sát sao độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến so với giá trị R2 , nó khơng nhất thiết tăng lên khi nhiều biến đƣợc thêm vào phƣơng trình và khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2
. Hệ số R2 điều chỉnh không thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình, làm cho kết quả đánh giá an toàn hơn. Hệ số R2 điều chỉnh càng gần 1 thì mơ hình xây dựng càng thích hợp và ngƣợc lại, càng gần 0 thì mơ hình càng kém phù hợp. Phân tích hồi quy sẽ xác định phƣơng trình hồi quy tuyến tính với các hệ số Beta để xác định mức độ ảnh hƣởng của từng yếu tố đến lòng trung thành của khách hàng.
Trong mơ hình nghiên cứu này, phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với sáu biến độc lập gồm TINCAY, DAPUNG, DAMBAO, HUUHINH, THOIQUEN, THAYDOI và một biến phụ thuộc là TRUNGTHANH. Phân tích sử dụng phép hồi quy tuyến tính bội của SPSS với phƣơng pháp đƣa vào một lƣợt (Enter).
Bảng 4.17: Kết quả kiểm định mơ hình
Mơ hình R R bình phƣơng R bình phƣơng điều chỉnh Sai số ƣớc lƣợng Durbin-Watson 1 .791a .625 .616 .39652 1.813
Bảng 4.18: Kết quả kiểm định ANOVA
Mơ hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình Hệ số F Sig. 1 HỒI QUY 61.874 6 10.312 65.589 .000b SỐ DƢ 37.105 236 .157 TỔNG 98.979 242
Kết quả phân tích cho thấy, hệ số R square hiệu chỉnh trong mơ hình là 0.616 nói lên mối tƣơng quan chặt chẽ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Nói cách khác 61.6% phƣơng sai lịng trung thành đƣợc giải thích bởi phƣơng sai của 6 biến độc lập đã nêu ra. Kiểm định trị thống kê F với giá trị sig = 0.000 từ phân tích phƣơng sai ANOVA nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã đƣợc xây dựng phù hợp với tập dữ liệu.
Bảng 4.19: Thông số thống kê của biến độc lập
Mơ hình Chƣa chuẩn hóa Chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF
1 Hằng số .419 .168 2.494 .013 TINCAY .259 .050 .263 5.127 .000 .606 1.650 DAPUNG .173 .063 .175 2.740 .007 .389 2.568 DAMBAO .213 .066 .223 3.232 .001 .335 2.989 HUUHINH -.215 .046 -.240 -4.693 .000 .607 1.647 THOIQUEN .208 .047 .250 4.440 .000 .500 2.000 THAYDOI .225 .046 .281 4.876 .000 .478 2.091
a. Biến phụ thuộc: TRUNGTHANH
Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance inflation factor) đều nhỏ hơn 10 do đó các biến độc lập khơng có quan hệ chặt chẽ, khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến. Mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng nhiều đến kết quả của mơ hình hồi quy.
Gía trị phần dƣ có kết quả trung bình Mean = 0.000 và độ lệch chuẩn std.Deviation = 0.988 rất gần 1.
Bảng 4.20: Thống kê phần dƣ
Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Số lƣợng
Gía trị dự đốn 2.1551 4.3863 3.1677 .50564 243
Phần dƣ -.73156 1.04908 .00000 .39157 243
Giá trị dự đốn chuẩn hóa -2.003 2.410 .000 1.000 243
Phần dƣ chuẩn hóa -1.845 2.646 .000 .988 243
Các kết quả khác về phân phối số dƣ, biểu đồ tần suất cho thấy giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm khi sử dụng phƣơng pháp phân tích hồi quy bội:
- Kiểm tra đồ thị histogram phân tán của phần dƣ trong phƣơng trình hồi quy tuyến tính cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn nên giả định phần dƣ có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
- Kiểm tra biểu đồ phân tán scatter cho phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa cho thấy phần dƣ chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên qua đƣờng thẳng tại điểm 0, khơng tạo thành hình dạng cụ thể. Do đó, giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn.
- Kiểm tra đại lƣợng thống kê Durbin – Watson có giá trị từ 0 đến 4, nếu các phần dƣ khơng có tƣơng quan với nhau, giá trị DW sẽ gần bằng 2. Kết quả cho thấy giá trị Durbin – Watson đạt đƣợc là 1.813 nằm trong vùng chấp nhận nên khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ.
Nhƣ vậy, phƣơng trình hồi quy chƣa chuẩn hóa đƣa ra nhƣ sau:
TRUNGTHANH = 0.419 + 0.259*TINCAY + 0.173*DAPUNG + 0.213*DAMBAO + (- 0.215)*HUUHINH + 0.208*THOIQUEN + 0.225*THAYDOI
Vì tất cả các thành phần đo lƣờng lòng trung thành đều có sig < 0.05 nên khơng có thành phần nào bị loại khỏi phƣơng trình, phƣơng trình hồi quy tuyến tính đƣợc trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng nhƣ sau:
TRUNGTHANH = 0.263*TINCAY + 0.175*DAPUNG + 0.223*DAMBAO + (-0.240)*HUUHINH + 0.250*THOIQUEN + 0.281*THAYDOI
Hệ số Beta của thành phần chi phí thay đổi là lớn nhất cho thấy ảnh hƣởng của chi phí thay đổi tác động lên lịng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng và quyết định tiếp tục sử dụng thẻ trong thời gian tới của chủ thẻ khá lớn so với các thành phần còn lại.
4.4.3 Kiểm định các giả thiết
Căn cứ kết quả phân tích tại Bảng 4.19, nghiên cứu sẽ xem xét mức ý nghĩa của hệ số sig để kiểm định các giả thiết của mơ hình lý thuyết đã điều chỉnh.
- Yếu tố Độ tin cậy (TINCAY) có giá trị Beta = 0.263 tại mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Độ tin cậy đến Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H1: “ Độ tin cậy và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.
- Yếu tố Khả năng đáp ứng (DAPUNG) có giá trị Beta = 0.175 tại mức ý nghĩa sig = 0.007 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Khả năng đáp ứng đến Lịng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H2: “ Khả năng đáp ứng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.
- Yếu tố Sự đảm bảo (DAMBAO) có giá trị Beta = 0.223 tại mức ý nghĩa sig = 0.001 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Sự đảm bảo đến Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H3: “Sự đảm bảo và lòng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.
- Yếu tố Phƣơng tiện hữu hình (HUUHINH) có giá trị Beta = - (0.240) tại mức ý nghĩa sig = 0.000 <0.05, do đó tác động của yếu tố Phƣơng tiện hữu hình đến Lịng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên, vì giá trị Beta âm nên giả thiết H4: “Phƣơng tiện hữu hình và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” không phù hợp và bị bác bỏ.
- Yếu tố Thói quen sử dụng (THOIQUEN) có giá trị Beta = 0.250 tại mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05, nên tác động của yếu tố Thói quen sử dụng đến Lịng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H5: “Thói quen sử dụng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.
- Yếu tố Chi phí thay đổi (THAYDOI) có giá trị Beta = 0.281 và tại mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05, nên tác động của yếu tố Chi phí thay đổi đến Lịng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H6: “Chi phí thay đổi và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.
Nhƣ vậy, kết quả phân tích hồi quy cho thấy các giả thiết đƣa ra hầu hết đều đƣợc chấp nhận, trừ giả thiết H4, H7 bị bác bỏ do không phù hợp với kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết đƣa ra.
Bảng 4.21: Kết quả kiểm định các giả thiết
Giả thiết Phát biểu giả thiết Kết quả
H1 Độ tin cậy và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
Chấp nhận
H2 Khả năng đáp ứng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
Chấp nhận
H3 Sự đảm bảo và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
Chấp nhận
H4 Phƣơng tiện hữu hình và lịng trung thành có mối