5.2 Kiểm định thang đo các nhân tố 52
5.2.3 Phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính bội 59
Căn cứ vào mơ hình nghiên cứu đã điều chỉnh ta có phương trình hồi quy tuyến tính bội được thể hiện như sau:
H = β0 + β1*HQ + β2*TC + β3*BM+ β4*PU + β5*LL Trong đó:
β0: hằng số
βx: hệ số hồi qui riêng phần HQ: Tính hiệu quả, TC: Độ tin cậy, BM: Tính bảo mật, PU: Sự phản ứng, LL: Sự liên lạc 5.2.3.1 Ma trận hệ số tương quan
Bảng 5.5: Ma trận tương quan giữa các nhân tố
HAILONG HIEUQUA TINCAY PHANUNG LIENLAC
HAILONG 1 HIEUQUA .428** 1 TINCAY .451** .311** 1 PHANUNG .526** .346** .348** 1 LIENLAC .435** .271** .212** .422** 1 BAOMAT .544** .211** .278** .348** .277**
**: Sự tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các biến. Ma trận tương quan được xây dựng tại phụ lục 08 và kết quả hệ số tương quan được trình bày tại bảng 5.5 như trên.
Từ bảng 5.5 ta nhận thấy rằng hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc HAILONG với các biến độc lập HIEUQUA, TINCAY, PHANUNG, LIENLAC, BAOMAT thấp nhất là 0.428 nên sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc HAILONG. Tuy nhiên giữa các biến độc lập cũng đều có tương quan, điều này có thể dẫn tới hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình, do vậy q trình phân tích phải xem xét kỹ vai trị của các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội ta xây dựng được.
5.2.3.2 Kiểm tra sự vi phạm các giả định trong hồi quy tuyến tính
Tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ Internet banking và sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ. Phương pháp hồi quy tuyến tính bội được dùng để kiểm định mơ hình và các giả thuyết, thủ tục chọn biến là các biến được đưa vào cùng một lúc (phương pháp Enter). Kết quả hồi quy trình bày tại phụ lục 09.
Mơ hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp OSL được thực hiện với một số giả định và mơ hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy để đảm bảo cho độ tin cậy của mơ hình, việc dị tìm sự vi phạm các giả định là cần thiết.
Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau.
Kiểm tra biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả như đồ thị phân tán phần dư (phụ lục 09) cho thấy các quan sát nằm một cách ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Do đó giả thiết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Giả định phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram và đồ thị Q-Q plot (phụ lục 09). Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (cụ thể là 0.986). Đồ thị Q-Q plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập
trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
4.2.3.3 Hồi quy tuyến tính bội
Bảng 5.6a: Kết quả phân tích hồi quy
R
R bình phương
R bình phương điều chỉnh
Sai số chuẩn ước lượng
1 .727a 0.528 0.515 0.48429
Bảng 5.6b: Kết quả phân tích hồi quy
Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 46.243 5 9.249 39.434 .000a Phần dư 41.278 176 0.235 Tổng 87.521 181
Bảng 5.6c: Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa T Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF 1 (Hằng số) -0.654 0.283 -2.311 0.022 HQ 0.199 0.063 0.18 3.156 0.002 0.822 1.216 TC 0.222 0.066 0.194 3.383 0.001 0.815 1.226 PU 0.286 0.084 0.211 3.384 0.001 0.692 1.444 LL 0.193 0.068 0.164 2.815 0.005 0.788 1.269 BM 0.414 0.07 0.334 5.875 0.000 0.832 1.203
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Từ bảng 5.6b, tiến hành kiểm định giả thiết Ho: mơ hình hồi quy tuyến tính bội khơng phù hợp. Kết quả thống kế F được tính từ giá trị R2 có mức ý nghĩa bằng 0 (Sig=0.000 < 0.05). Điều này đủ cơ sở để bác bỏ giả thiết Ho, có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với dữ liệu thu thập được. Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted Square) là hệ số dùng để đánh giá độ phù hợp một cách an tồn hơn so với R2, vì hệ số R2 trong trường hợp có nhiều biến độc lập dễ tạo ra hiện tượng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Hệ số R2hiệu chỉnh tính được là 0.515 tương đương 51.5%, tức là các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội giải thích được 51.5% sự hài lịng của khách hàng sử dụng dịch vụ Internet banking của ngân hàng Đông Á.
Hiện tượng đa cộng tuyến
Như đã đề cập ở phần phân tích tương quan giữa các biến độc lập có tương quan với nhau sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mơ hình. Vì vậy ta sẽ kiểm tra thêm hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF). Kết quả phân tích cũng cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến là tương đối nhỏ (tất cả đều nhỏ hơn 2). Do đó hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình này là nhỏ, không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hồi quy.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội
Theo bảng 5.6c, mức ý nghĩa quan sát Sig. của biến có mức ý nghĩa đều nhỏ hơn 5%, như vậy giả thuyết hệ số góc β = 0 có thể bác bỏ với độ tin cậy 95%. Hệ số hồi qui chuẩn hóa của biến Bảo mật là lớn nhất, tiếp đến là Phản ứng, Tin cậy, Hiệu quả và cuối cùng là Liên lạc.
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài thì phương trình hồi qui bội đã chuẩn hóa thể hiện mức độ ảnh hưởng của các thành phần chất lượng dịch vụ lên sự hài lòng của khách sử dụng Internet banking tại ngân hàng Đông Á như sau:
H = 0.334 * BM + 0.211 * PU + 0.194 * TC + 0.18 * HQ + 0.164.LL + X Trong đó: HQ: Tính hiệu quả, TC: Độ tin cậy, BM: Tính bảo mật, PU: Sự phản ứng, LL: Sự liên lạc
X: Thành phần khác chưa tìm thấy(*) + sai số thống kê
(*): Vì Hệ số R2 hiệu chỉnh tính được là 0.515 tương đương 51.5%. Tức là, các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội chỉ giải thích được 51.5%, do vậy sẽ cịn những yếu tố khác (chưa tìm ra từ nghiên cứu này) giải thích cho 48.5% cịn lại sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ Internet banking của ngân hàng Đông Á
5.2.3.4 Kiểm định các giả thuyết
Kết quả mơ hình hồi quy hồn chỉnh trên cho ta thấy sự hài lịng của khách hàng sử dụng dịch vụ Internet banking tại ngân hàng Đông Á chịu tác động dương của 5 thành phần: Tính bảo mật, Sự phản ứng, Độ tin cậy, Tính hiệu quả và Sự liên lạc. Tất cả các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận. Tính bảo mật là yếu tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng với hệ số ảnh hưởng là 0.334, tiếp đến là Sự phản ứng với 0.211, Độ tin cậy với 0.194, Tính hiệu quả 0.184 và thấp nhất là Sự liên lạc với hệ số ảnh hưởng là 0.164.
Bảng 5.7: Đánh giá các giả thuyết Giả thuyết Nhân tố Mức ý nghĩa Kết quả H1
Có mối quan hệ dương giữa thành phần Tính hiệu quả với sự hài lịng của khách hàng. Có nghĩa là nhận thức của khách hàng về Tính hiệu quả tăng hoặc giảm thì sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng
0.002 Chấp nhận
H2
Có mối quan hệ dương giữa thành phần Độ tin cậy với sự hài lòng của khách hàng. Có nghĩa là nhận thức của khách hàng về Độ tin cậy tăng hoặc giảm thì sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng.
0.001 Chấp nhận
H3
Có mối quan hệ dương giữa thành phần Tính bảo mật với sự hài lịng của khách hàng. Có nghĩa là nhận thức của khách hàng về Tính bảo mật tăng hoặc giảm thì sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng
0.001 Chấp nhận
H4
Có mối quan hệ dương giữa thành phần Sự phản ứng với sự hài lòng của khách hàng. Có nghĩa là nhận thức của khách hàng về Sự phản ứng tăng hoặc giảm thì sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng
0.005 Chấp nhận
H5
Có mối quan hệ dương giữa thành phần Sự liên lạc với sự hài lòng của khách hàng. Có nghĩa là nhận thức của khách hàng về Sự liên lạc tăng hoặc giảm thì sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng
Hình 5.5: Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ Internet banking tai ngân hàng Đông Á