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 đoán 2.1551 4.3863 3.1677 .50564 243
Phần dƣ -.73156 1.04908 .00000 .39157 243
Giá trị dự đoán 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 khơng 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 lịng 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 lòng 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 Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H2: “ Khả năng đáp ứng và lòng 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 Lịng 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 còn nhằm xem xét có hay khơng sự khác biệt giữa đánh giá lịng 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 lòng trung thành giữa những khách hàng có độ tuổi khác nhau” khơng 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” không 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 lòng 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 quá 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 thân ngân hàng phát hành thẻ thông qua việc gia tăng chất lƣợng sản phẩm, dịch vụ thẻ tín dụng đang cung cấp cũng nhƣ tăng cƣờng bán chéo sản phẩm, dịch vụ khác cho khách hàng giúp gia tăng mối ràng buộc với chủ thẻ.
- Độ tin cậy có hệ số hồi quy lớn thứ hai là 0.263 để thấy rõ ý nghĩa của hệ số hồi quy có thể diễn giải nhƣ sau, khi gia tăng độ tin cậy lên một lần sẽ làm gia tăng lòng trung thành lên 0.263 lần. Điều này cho thấy, một trong những yếu tố ảnh hƣởng lớn tới lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng là độ tin cậy của ngân hàng phát hành thẻ, bao gồm độ tin cậy về danh tiếng, chất lƣợng sản phẩm, chất lƣợng hệ thống dịch vụ đi kèm, mức độ an tồn và bảo mật thơng tin chủ thẻ.
- Thói quen sử dụng có hệ số hồi quy lớn thứ ba là 0.250, tức là khi gia tăng thói quen lên một lần sẽ giúp gia tăng lòng trung thành lên 0.25 lần. Thói quen sử dụng hình thành trong tiềm thức của khách hàng một cách vô thức, tác động vào tiềm thức của khách hàng giúp hình thành dần thói quen cũng là cách nhiều tổ chức chọn để thâm nhập thị trƣờng mới và giữ chân khách hàng hiện hữu.
- Tƣơng tự với sự đảm bảo, hệ số hồi quy tác động của sự đảm bảo lên lòng trung thành là 0.223 tức là khi gia tăng sự đảm bảo lên một lần sẽ giúp gia tăng lòng trung thành lên 0.223 lần.
- Khả năng đáp ứng có hệ số hồi quy khơng cao so với các thành phần khác, khi gia tăng khả năng đáp ứng lên một lần thì lịng trung thành chỉ gia tăng thêm 0.175 lần. Trong nghiên cứu này, khả năng đáp ứng đƣợc gộp chung với sự cảm thông nên bao hàm nhiều ý nghĩa về cảm nhận của khách hàng với dịch vụ đƣợc cung cấp và đánh giá về thái độ cƣ xử của đội ngũ nhân viên khi giao dịch với khách hàng. Do đó, quan tâm đến chất lƣợng dịch vụ cũng nhƣ đào tạo đội ngũ nhân viên giao dịch là một yêu cầu quan trọng của các ngân hàng để làm hài lịng khách hàng và góp phần gia tăng lịng trung thành.
- Thành phần sự hấp dẫn của ngân hàng khác bị loại khỏi phƣơng trình hồi quy có thể thấy mức độ ảnh hƣởng của các ngân hàng cạnh tranh trong lĩnh vực thẻ tín dụng chƣa quá lớn và chƣa có nhiều ảnh hƣởng tới khách hàng sử dụng thẻ tín dụng ngay nhƣ các lĩnh vực thƣơng mại khác. Nguyên nhân một
phần do tính chất của sản phẩm thẻ tín dụng cũng tƣơng tự nhƣ một khoản vay cá nhân với quy trình xét duyệt hồ sơ, hạn mức khá phức tạp hơn các sản phẩm tiêu dùng khác nên khách hàng cũng có tâm lý ngại thay đổi. Các chƣơng trình khuyến mại, ƣu đãi hấp dẫn từ ngân hàng khác cũng chƣa tạo đƣợc nhiều ảnh hƣởng tới lòng trung thành của khách hàng.
- Phƣơng tiện hữu hình trong phƣơng trình hồi quy có sự biến thiên ngƣợc chiều với lòng trung thành, tức là khi phƣơng tiện hữu hình tăng lên 1 đơn vị thì lịng trung thành giảm 0.24 lần. Tuy mức ý nghĩa thống kê < 0.05 nhƣng kết luận về mức độ ảnh hƣởng của phƣơng tiện hữu hình và lịng trung thành theo chiều thuận đã đƣợc chứng minh tại một số nghiên cứu trƣớc. Do đó, có thể dữ liệu thị trƣờng của nghiên cứu này chƣa đủ cơ sở để khẳng định chính xác mối quan hệ giữa phƣơng tiện hữu hình và lòng trung thành của khách hàng đang sử dụng thẻ tín dụng.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Giới thiệu nội dung:
Dựa vào mơ hình nghiên cứu về lịng trung thành của Goulrou Abdollahi (2008) và các thang đo của Cronin & Taylor (1992), Colgate & Lang (2011), Sharma & Patterson (2000), Yee & Faziharudean (2010), nghiên cứu đƣa ra mơ hình đo lƣờng mối quan hệ giữa chất lƣợng dịch vụ, thói quen sử dụng, chi phí thay đổi và sự hấp dẫn của ngân hàng khác với lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng với ngân hàng phát hành thẻ. Phƣơng pháp nghiên cứu định tính đƣợc sử dụng để xây dựng thang đo thông qua phỏng vấn lấy ý kiến, thảo luận tay đôi và hiệu chỉnh thang đo để tiến hành khảo sát chính thức. Sau khi đã hồn thành khảo sát và thu đƣợc 243 mẫu đáp ứng đủ điều kiện, kết quả khảo sát đƣợc đƣa vào chƣơng trình SPSS for Window 20.0 để kiểm định mơ hình lý thuyết thông qua phƣơng pháp tƣơng quan và hồi quy tuyến tính bội. Nhƣ vậy, nội dung các chƣơng trƣớc đã mơ tả chi tiết quy trình thực hiện nghiên cứu, nội dung trong chƣơng 5 sẽ tóm tắt những kết quả chính của nghiên cứu, nêu ra các kiến nghị và ý nghĩa cũng nhƣ hạn chế của nghiên cứu để định hƣớng cho các nghiên cứu tiếp theo.
5.1 Kết quả nghiên cứu và ý nghĩa
5.1.1 Kết quả đo lường
Nghiên cứu có các khái niệm đơn hƣớng là chất lƣợng dịch vụ, thói quen sử dụng, chi phí thay đổi, sự hấp dẫn của ngân hàng khác và lịng trung thành. Thơng qua kiểm định thang đo của các khái niệm nghiên cứu bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA lọc ra đƣợc các thang đo đạt yêu cầu về độ tin cậy. Kết quả đo lƣờng Cronbach’s Alpha cho thấy tất cả các nhân tố và biến quan sát đều đạt độ tin cậy và phù hợp với để thực hiện phân tích nhân tố khám phá. Kết quả phân tích nhân tố khám phá của 4 nhân tố Chất lƣợng dịch vụ, Thói quen sử dụng, Chi phí thay đổi, Sự hấp dẫn của ngân hàng khác với 38 biến quan sát đã chia thành 7 nhân tố có sự ảnh hƣởng rõ rệt gồm: Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Sự đảm bảo, Phƣơng tiện hữu hình, Thói quen sử dụng, Chi phí thay đổi,
Sự hấp dẫn của ngân hàng khác với 35 biến quan sát, loại bỏ 3 biến quan sát không phù hợp.
Tuy phải điều chỉnh thang đo và loại một số biến không đạt yêu cầu nhƣng nhìn chung thang đo xây dựng trên thị trƣờng quốc tế có thể sử dụng cho nghiên cứu áp dụng tại Việt nam. Các thang đo sẽ góp phần giúp cho các ngân hàng có đƣợc một tham khảo tốt trong việc xây dựng, nâng cao lòng trung thành của khách hàng là chủ thẻ tín dụng và duy trì lịng trung thành của chủ thẻ.
5.1.2 Kết quả phân tích mơ hình nghiên cứu
Kết quả phân tích tƣơng quan và hồi quy tuyến tính bội thể hiện sự phù hợp của mơ hình nghiên cứu với tổng thể thị trƣờng và chỉ ra những giả thiết đƣợc chấp nhận, mang lại ý nghĩa. Kết quả nghiên cứu chỉ rõ sự ảnh hƣởng của các thành phần Chất lƣợng dịch vụ gồm Độ tin cậy, Sự đảm bảo, Khả năng đáp ứng; Thói quen sử dụng và Chi phí thay đổi tác động đến Lòng trung thành của khách hàng. Thành