STT Tên biến Nhân tố Hệ số tải
1 1 SAS1 0.885 0.854 2 SAS2 0.875 0.836 3 SAS3 0.846 0.759 4 SAS4 0.832 0.782 KMO= 0.837 Eigen Value 2.958 Phương sai trích 73.951
Kết quả phân tích EFA (phụ lục 6) cho thấy các hệ số tải nhân tố của 4 biến quan sát đều đạt trên 0.8, hệ số KMO= 0.837, phương sai trích đạt 73.951% với mức ý nghĩa kiểm định Barlett’s test là Sig.= 0.000.
Như vậy, 04 biến quan sát của thang đo sự thỏa mãn của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ Internet banking tổng quát được nhóm thành 1 nhân tố. Khơng có biến quan sát nào bị loại, và EFA là phù hợp.
4.3 Phân tích tác động của các nhân tố đến tạo nên chất lượng dịch vụ Internet banking tổng quát Internet banking tổng quát
Các nhân tố hình thành từ q trình phân tích nhân tố gồm “chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng” được khẳng định là phù hợp và được đưa vào phân tích để kiểm định mơ hình. Phân tích tương quan sẽ được thực hiện để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào phương trình hồi quy, kết quả phân tích hồi quy dùng để kiểm định các giả thuyết.
Phần này sẽ trình bày các kết quả kỹ thuật thống kê nhằm đánh giá tác động của các nhân tố tạo nên chất lượng dịch vụ Internet banking tổng quát. Vì các kết luận dựa trên hàm hồi quy tuyến tính thu được chỉ có ý nghĩa khi hàm
58
hồi quy đó phù hợp với dữ liệu mẫu và các hệ số hồi quy khác 0 có ý nghĩa, đồng thời các giả định của hàm hồi quy tuyến tính phải được đảm bảo. Do đó, trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính đa biến, mối tương quan tuyến tính giữa các biến cần phải được xem xét, kiểm định các giả định của hàm hồi quy, sau đó tiến hành kiểm định độ phù hợp của mơ hình và kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy.
Giả định các nhân tố tạo nên chất lượng dịch vụ Internet banking tổng qt có tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy cho mơ hình lý thuyết như sau:
SIB = const + β1 SCO+ β2SMI + β3SPB (1)
Trong đó: SIB : chất lượng dịch vụ Interbanking tổng quát – đọc tắt: chất lượng IB Tồng quát
SCO: chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến – đọc tắt: chất lượng khách hàng trực tuyến
SMI : chất lượng hệ thống thông tin tực tuyến- đọc tắt: chất lượng HTTT trực tuyến
SBP : chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng – đọc tắt: Chất lượng SPDV ngân hàng
4.3.1 Phân tích tương quan:
Khi phân tích hồi quy tuyến tính bội, các mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các biến cần được kiểm tra trước để đánh giá mối quan hệ giữa các biến định lượng. Hệ số tương quan Pearson được sử dụng để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Hệ số này luôn trong khoảng từ -1 đến +1. Giá trị tuyệt đối của hệ số r tiến gần đến 1 khi các biến có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ.
59
Bảng 4.5: Ma trận hệ số tương quan giữa các yếu tố tạo nên chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát
Chất lượng IB tổng quát (SIB) Chất lượng HTTH trực tuyến (SMI) Chất lượng DVKH trực tuyến (SCO) Chất lượng SPDV ngân hàng (SBP) Chất lượng IB tổng quát (SIB) Hệ số tương quan 1 0.693 0.753 0.577 Chất lượng HTTT trực tuyến (SMI) Hệ số tương quan 0.693 1 0.390 0.305 Chất lượng DVKH trực tuyến (SCO) Hệ số tương quan 0.753 0.390 1 0.387 Chất lượng SPDV ngân hàng (SBP) Hệ số tương quan 0.577 0.305 0.387 1
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy thể hiện trong Phụ lục 7)
Theo kết quả ma trận hệ số tương quan cho thấy có mối tương quan giữa từng biến độc lập (SMI, SCO, SPB) với biến phụ thuộc (SIB) và giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (SIB) với các biến độc lập đều lớn hơn 0.3, trong đó SIB và SCO có mối tương quan chặt chẽ nhất với hệ số r=0.753. Như vậy, các biến độc lập đủ điều kiện đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc.
4.3.2 Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy không phải chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được. Từ các kết quả quan sát được trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi qui không thể tách rời các giả định cần thiết và những chuẩn đoán về sự vi phạm
60
các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng khơng đáng tin cậy nữa”(Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2008, trang 211).
Sự suy rộng các kết quả của mẫu cho các giá trị của tổng thể trên cơ sở các giả định sau:
Liên hệ tuyến tính
Phương sai của sai số khơng đổi Phần dư có phân phối chuẩn
Khơng có hiện tương tự tương quan giữa các phần dư Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
4.3.2.1 Giả định tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi
Từ biểu đồ phân tán (phụ lục 7) giữa hai biến giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo nên một hình dạng nào. Vì vậy giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Độ lớn của phần dư chuẩn hóa trên biểu đồ phân tán không tăng hoặc giảm cùng với giá trị dự đốn chuẩn hóa. Vì vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
4.3.2.2 Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do: sử dụng mơ hình khơng đúng, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Để khảo sát phân phối chuẩn của phần dư, biểu đồ Histogram và biểu đồ Normal P-P Plot được sử dụng (phụ lục 7)
61
Xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa, biểu đồ Histogram và biểu đồ Normal P-P Plot cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt trên biểu đồ tần số và các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng. Giá trị phần dư có kết quả độ lệch chuẩn std.Dev. = 0.994 rất gần 1. Do đó, phân phối của phần dư xem như tiệm cận chuẩn. Như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.3.2.3 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính
Hệ số xác định bội R2 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) được dùng để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Vì R2 sẽ tăng khi đưa thêm biến độc lập vào mơ hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mơ hình.
R2 hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mơ hình càng cao. Hệ số này càng gần 1 thì mơ hình đã xây dựng càng thích hợp, ngược lại càng gần 0 thì mơ hình kém phù hợp với tập dữ liệu mẫu. Kiểm định F được sử dụng để xem xét sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể.
Bảng 4.6: Kết quả phân tích R2 điều chỉnh và kiểm định F trong mơ hình hồi quy giữa ba biến độc lập với biến phụ thuộc là Chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát – hồi quy 1:
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng F Sig. 1 0.900a 0.810 0.807 0.30545 334.420 0.000
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy theo phụ lục 7)
Theo kết quả Bảng trên, thì hệ số R2=0.810, R2 hiệu chỉnh = 0.807 cho thấy mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 80.7%. Trị thống kê F= 334.420 với mức ý nghĩa Sig = 0.000 cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mơ hình hồi quy tổng thể bằng 0. Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến phù hợp với tập dữ liệu mẫu và có thể sử dụng được.
62
4.3.2.4 Giả định khơng có hiện tượng 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 đa 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. Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vượt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.7: Hệ số phương trình hồi quy – hồi quy 1
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hề số chuẩn hóa Kiểm định t Mức ý nghĩa Sig. Hệ số tương quan Đa cộng tuyến Hệ số hồi quy B Độ lệch chuẩn Beta Từng phần Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) 0.263 0.120 2.200 0.029 Chất lượng HTTT trực tuyến (SMI) 0.369 0.027 0.424 13.508 0.000 0.660 0.820 1.219 Chất lượng DVKH trực tuyến (SCO) 0.420 0.028 0.487 15.034 0.000 0.699 0.769 1.301 Chất lượng SPDV Ngân hàng (SPB) 0.249 0.030 0.259 8.270 0.000 0.474 0.822 1.217
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy theo phụ lục 7)
Bảng 4.7 cho thấy, hệ số VIF có giá trị từ <10. Như vậy, trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.3.2.5 Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Bảng 4.7 cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của các biến độc lập SMI, SCO, SPB đều nhỏ hơn 0.05. Điều này cho thấy an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập của thang đo bằng 0.
4.3.2.6 Kết quả phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ xác định phương trình hồi quy tuyến tính, với các hệ số Beta tìm được để khẳng định mối quan hệ nhân quả giữa biến phụ thuộc (chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát) và các biến độc lập (chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất
63
lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng) và dự đoán được mức độ tác động của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập. Phương pháp phân tích được chọn lựa là phương pháp đưa vào lần lượt (Enter).
Bảng 4.7: Các kiểm định trên cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm và mơ hình hồi quy đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Xem xét Bảng 4.7 trên cho thấy, các hệ số của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và đều có giá trị dương. Ta có phương trình hồi quy như sau:
SIB = 0.487 SCO+ 0.424SMI + 0.259SPB (1)
Như vậy, với tập dữ liệu mẫu khảo sát tại BIDV HCMC, chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát chịu tác động bởi các nhân tố: chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng. Do đó có thể kết luận rằng các giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận
Nhận xét:
Từ phương trình hồi quy (1) trên, ta có thể thấy “Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến” là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta = 0.487 với mức ý nghĩa Sig. =0.000), tức là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất lên chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDv HCMC. Điều này có nghĩa là, khi các điều kiện khác khơng đổi, khi Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDV HCMC tăng 0.487 đơn vị.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến lòng trung thành là “Chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến” với hệ số Beta = 0.424 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000.
Nhân tố tác động thứ ba chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDV HCMC là “chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng” với hệ số Beta = 0.259 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000
64
4.4 Phân tích tác động của Chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát đối với sự thỏa mãn của khách hàng: đối với sự thỏa mãn của khách hàng:
Ta giả định chất lượng dịch vụ Internet banking tổng quát và sự thỏa mãn của khách hàng có tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy cho mơ hình lý thuyết như sau:
SAS= const + β1 SIB (2)
Trong đó: SIB : chất lượng dịch vụ Interbanking tổng quát – viết tắt: chất lượng IB tổng quát
SAS: Sự thỏa mãn của khách hàng – viết tắt: Thỏa mãn
4.4.1 Phân tích tương quan:
Phân tích ma trận tương quan sử dụng hệ số Pearson Correlation (r) để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa giữa mỗi nhân tố khác với biến chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát và biến sự thỏa mãn của khách hàng.
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan giữa chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát với sự thỏa mãn của khách hàng – hồi quy 2
Thỏa mãn (SAS) Chất lượng IB tổng quát (SIB)
Thỏa mãn (SAS) Hệ số tương quan 1 0.624
Chất lượng IB tổng quát (SIB)
Hệ số tương quan 0.624 1
Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (SAS) với biến độc lập (SIB) lớn hơn 0.3. Như vậy, biến độc lập đủ điều kiện đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc.
4.4.2 Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính
4.4.2.1 Giả định tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi
Từ biểu đồ phân tán (phụ lục 7) giữa hai biến giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual)
65
cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo nên một hình dạng nào. Vì vậy giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Độ lớn của phần dư chuẩn hóa trên biểu đồ phân tán không tăng hoặc giảm cùng với giá trị dự đốn chuẩn hóa. Vì vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
4.4.2.2 Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa, biểu đồ Histogram và biểu đồ Normal P-P Plot (Phụ lục 7) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt trên biểu đồ tần số và các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng.. Do đó, phân phối của phần dư xem như tiệm cận chuẩn. Như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.4.2.3 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính
Bảng 4.10: Kết quả phân tích R2 điều chỉnh và kiểm định F trong mơ hình hồi quy giữa chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát sự thỏa mãn của khách hàng Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng F Sig. 1 0.624a 0.389 0.386 0.75935 151.475 0.000
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy thể hiện trong phụ lục 7)
Theo kết quả Bảng trên, thì hệ số R2= 0.389, R2 hiệu chỉnh = 0.386 cho thấy mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 38.6%. Trị thống kê F= 151.475 với mức ý nghĩa Sig = 0.000 cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mơ hình hồi quy tổng thể bằng 0. Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến phù hợp với tập dữ liệu mẫu và có thể sử dụng được.
66
4.4.2.4 Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.10: Hệ số phương trình hồi quy - hồi quy 2
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hề số chuẩn hóa t Sig. Hệ số tương quan Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Từng phần Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) -0.014 0.274 -0.051 0.960 Chất lượng IB tổng quát (SIB) 0.869 0.071 0.624 12.308 0.000 0.624 1.00 1.00
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy thể hiện trong phụ lục 7)
Bảng 4.11 cho thấy, hệ số VIF có giá trị từ <10. Như vậy, trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.4.2.5 Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Bảng 4.11 cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của biến độc lập SIB nhỏ hơn 0.05. Điều này cho thấy an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập của thang đo bằng 0.
4.4.2.6 Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.11 cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm và mơ hình hồi quy đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Các hệ số của