4.2.2 .3Kết quả kiểm định thang đo sự thỏa mãn của khách hàng
4.3 Phân tích tác động của các nhân tố đến tạo nên chất lượng dịch vụ Internet
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 không 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 qt – 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 không 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 không 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 phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và đều có giá trị dương. Ta có phương trình hồi quy như sau:
SAS=0.624SIB (2)
Như vậy, với tập dữ liệu mẫu khảo sát tại BIDV HCMC, sự thỏa mãn của khácch hàng chịu tác động bởi nhân tố chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết H4 được chấp nhận
4.5 So sánh mức độ thỏa mãn của khách hàng theo giới tính, độ tuổi và trình độ học vấn
67
Bảng 4.11a: Giá trị trung bình theo nhóm – giới tính
Giới tính Số quan sát Trị trung bình Độ lệch
chuẩn Sai số chuẩn Sự thỏa mãn của khách hàng Nam 97 3.2062 0.91644 0.09305 Nữ 143 3.3601 1.00203 0.08379
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Bảng 4.11b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về giới tính
Kiểm định Levene đối với phương sai
Kiểm định T- test về trị trung bình
F Sig Sig. (2-tailed)
Sự thỏa mãn của khách hàng Phương sai bằng nhau 1.475 0.226 0.228 Phương sai khác nhau 0.220
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Qua bảng 4.13a và 4.13b cho thấy mức độ thỏa mãn của nam có giá trị trung bình là 3.206, của nữ là 3.36. Như vậy, mức độ thỏa mãn của nữ cao hơn nam nhưng không đáng kể. Sig F= 0.226 >0.05, khơng có sự khác biệt nào về mức độ thỏa mãn giữa nam và nữ ở độ tin cậy 95%. Với kiểm định Levene có Sig. 0.226 – trường hợp phương sai bằng nhau, ta có Sig. của T-test=0.228, khơng đạt mức ý nghĩa thống kê
68
4.5.2 Độ tuổi
Bảng 4.12a: Kiểm định phương sai Kiểm định Kiểm định Levene Bậc tự do của tử số (df1) Bậc tự do của mẫu số (df2) Mức ý nghĩa (Sig.) 1.184 2 237 0.308
Phân tích phương sai một yếu tố (One way ANOVA) yêu cầu phương sai của các nhóm so sánh phải đồng nhất (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 4.14a cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) = 0.308>0.05 nên điều kiện về phương sai không khác nhau đã được thỏa mãn. Như vậy kết quả phân tích ANOVA ở bảng 4.14c có thể sử dụng tốt
Bảng 4.12b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về độ tuổi Số Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Phương sai <30 83 3.2831 0.88756 0.09742 30-45 104 3.2019 0.98229 0.09632 >45 53 3.5094 1.04922 0.14412 Tổng 240 3.2979 0.96935 0.06257
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Bảng 4.12c: Kết quả kiểm định trung bình về độ tuổi
ANOVA Tổng bình phương Bậc tự do (df) Bình phương trung bình F Mức ý nghĩa (Sig.) Giữa các nhóm 3.348 2 1.674 1.793 0.169 Trong nhóm 221.226 237 0.993 Tổng 224.574 239
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Kết quả kiểm định sự khác biệt về mức độ thỏa mãn của khách hàng theo độ tuổi (Phụ Lục 8) cho thấy, khơng có sự khác biệt nào giữa các nhóm độ tuổi
69
khác nhau khi thể hiện mức độ hài lòng đối chất lượng dịch vụ Internet banking của BIDV HCMC. Kiểm định F của độ tuổi trong ANOVA có mức ý nghĩa Sig. là 0.169 (>0.05) ở mức độ tin cậy là 95% nên không đạt mức ý nghĩa thống kê.
4.5.3 Trình độ học vấn
Bảng 4.13a: Kiểm định phương sai Kiểm định Kiểm định Levene Bậc tự do của tử số (df1) Bậc tự do của mẫu số (df2) Mức ý nghĩa (Sig.) 1.040 4 235 0.387
Kết quả kiểm định Lenve (Bảng 4.15a) cho thấy, khơng có sự khác nhau về phương sai sự đánh giá của khách hàng theo trình độ học vấn với mức ý nghĩa Sig. = 0.387 (>0.05). Do đó, kết quả của phân tích ANOVA được sử dụng.
Bảng 4.13b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn
N Trung bình Độ lệch chuẩn Phương sai
Phổ thơng 5 2.5000 1.11803 0.5000 Trung cấp 49 3.3163 0.90106 0.12872 Cao đẳng 75 3.3800 1.07046 0.12361 Đại học 99 3.2424 0.89390 0.08984 Trên đại học 12 3.5000 1.08711 0.31382 Tổng 240 3.2979 0.96935 0.06257
70
Bảng 4.15c: Kết quả kiểm định trung bình về trình độ học vấn
ANOVA Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. Giữa các nhóm 4.500 4 1.125 1.201 0.311 Trong nhóm 220.074 235 0.936 Tổng 224.574 239
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Bảng ANOVA cho thấy khơng có tồn tại sự khác biệt về mức độ thỏa mãn giữa các nhóm khách hàng có trình độ học vấn khác nhau với mức ý nghĩa Sig. = 0.311 (>0.05).
4.6 Phân tích sự đánh giá của khách hàng về sự thỏa mãn đối với chất lượng dịch vụ internet banking của BIDV HCMC
Theo kết quả kiểm định mơ hình hiệu chỉnh và các giả thuyết nghiên cứu, ta khẳng định được là chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDV HCMC được đo lường trong mối quan hệ tác động của ba nhân tố là Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, Chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng.
Bảng 4.14: Thống kê giá trị các biến tổng hợp (N= 240)
Thang đo Cực tiểu Cực đại Trung bình Độ lệch chuẩn
Chất lượng HTTT trực tuyến (SMI) 1 5 3,5161 0,79944 Chất lượng DVKH trực tuyến (SCO) 1 5 3,2379 0,80638 Chất lượng SPDV ngân hàng (SBP) 2 5 3,5833 0,72497
Chất lượng IB tổng quát (SIB) 2 5 3,8104 0,69554
71
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 9)
Qua Bảng 4.14, nhìn chung khách hàng đánh giá chất lượng dịch vụ internet banking của BIDV ở mức trung bình khá, nhưng chưa đạt đến mức đồng ý (Mức 4). Điều này chứng tỏ, các nhà quản trị ngân hàng cần phải tiếp tục phát huy và hoàn thiện 03 nhân tố tác động, đó là “Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, Chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng” nhằm đem đến chất lượng tốt và xuất sắc cho dịch vụ internet banking của BIDV HCMC. Trong đó nhân tố khách hàng đánh giá thấp nhất là chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến (SCO) với mức trung bình 3,2379. Như vậy, các nhà quản trị BIDV cần chú ý đến nhân tố này trong việc