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 Hồng 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 mô 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 Lịng 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 Lòng 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 lịng 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 quan hệ cùng chiều
Bác bỏ
H5 Thói quen sử dụng và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
Chấp nhận
H6 Chi phí thay đổi và lịng trung thành có mối quan hệ cùng chiều
Chấp nhận
H7 Sự hấp dẫn của ngân hàng khác và lịng trung thành có mối quan hệ ngƣợc chiều
Bác bỏ
4.5 Nghiên cứu sự khác biệt trong đánh giá lòng trung thành
Ngồi các nhân tố ảnh hƣởng đến lịng trung thành đã đƣợc kiểm định, lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng cịn có thể tồn tại những mối quan hệ với các yếu tố giới tính, độ tuổi, mức thu nhập. Do đó, các thơng tin đƣợc thu thập trong nghiên cứu cịn nhằm xem xét có hay khơng sự khác biệt giữa đánh giá lòng trung thành giữa các nhóm khách hàng theo các yếu tố nhân khẩu học. Nghiên cứu sử dụng kiểm định T-test đối với biến phân loại có hai biểu hiện và phân tích ANOVA đối với biến phân loại có từ 3 biểu hiện trở lên. Kết quả kiểm định đạt đƣợc nhƣ sau:
Bảng 4.22: Kết quả kiểm định sự khác biệt (mức ý nghĩa 5%)
STT Biến Loại kiểm định Sig So sánh T
01 Giới tính T-test 0.945 > 0.05
02 Độ tuổi ANOVA 0.101 > 0.05
03 Mức thu nhập ANOVA 0.740 > 0.05
Kiểm định Independent sample T-test đƣợc sử dụng để thực hiện kiểm định giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá lòng trung thành giữa giới tính Nam và Nữ”. Kết quả phân tích cho thấy với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.945 > 0.05 nên bác bỏ giả thiết đã đƣa ra. Nhƣ vậy khơng có sự khác biệt giữa yếu tố giới tính đối với lịng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng.
Kết quả kiểm định cho thấy giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá lịng trung thành giữa những khách hàng có độ tuổi khác nhau” không đƣợc chấp nhận với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.101 > 0.05. Nhƣ vậy khơng có sự khác biệt giữa yếu tố độ tuổi với lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng.
Cuối cùng, thực hiện kiểm định giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá lòng trung thành giữa những khách hàng có mức thu nhập khác nhau” khơng đƣợc chấp nhận với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.740 > 0.05. Nhƣ vậy khơng có sự khác biệt giữa yếu tố mức thu nhập với lòng trung thành.
4.6 Phân tích kết quả
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy có thể làm rõ ý nghĩa của phƣơng trình các yếu tố tác động đến lịng trung thành của chủ thẻ tín dụng nhƣ sau:
- Chi phí thay đổi có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất là 0.281 cho thấy khi tăng chi phí thay đổi thêm một lần sẽ làm gia tăng lòng trung thành lên 0.281 lần. Nhƣ vậy, muốn gia tăng lòng trung thành của khách hàng trong q trình sử dụng thẻ tín dụng, cần có các biện pháp gia tăng chi phí thay đổi từ đó sẽ giúp gia tăng lịng trung thành. Tạo dựng chi phí thay đổi có thể tạo từ bản