Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa Kiểm
định t Mức ý nghĩa (Sig.) Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) -1.111 .256 -4.347 .000 tin_cay .387 .057 .338 6.751 .000 .630 1.587 phuong_tien .124 .054 .113 2.309 .022 .662 1.511 dong_cam .163 .052 .126 3.100 .002 .950 1.052 dap_ung .328 .051 .281 6.406 .000 .822 1.217 nang_luc .337 .058 .280 5.814 .000 .684 1.463 Biến phụ thuộc: chat_luong
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát d. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong mơ hình hồi quy
Giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập và giả
định phương sai của sai số không đổi.
Kiểm tra giả định này cần xem xét đồ thị phân tán (Scatter) giữa các phần dư và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy cho ra. Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đoán trên trục hoành. Đồ thị phân tán Scatter (Xem phụ lục 8, mục 5) cho thấy các phần dư được phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) chứ khơng tạo thành hình dạng nào khác. Điều đó cho thấy giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn. Đồng thời, đồ thị phân tán Scatter cũng cho thấy các phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 trong một phạm vi không đổi. Điều này cũng giúp kết luận phương sai của sai số là không thay đổi.
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư.
Để kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư, sử dụng biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ P-P Plot (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, phân phối phần dư có giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 (mean = 1.05E-14) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std.Dev. = 0,99). Biểu đồ P-P Plot đều cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng (Xem phụ lục 8, mục 3 và 4). Do đó, có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường 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 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. Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF), quy tắc là khi VIF vượt q 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Dữ liệu tại bảng 2.10 cho thấy giá trị VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
dư) .
Giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa các phần
Đại lượng thống kê Durbin – Watson (d) được sử dụng để kiểm tra giả định về khơng có tương quan giữa các phần dư. Đại lượng Durbin – Watson có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 2.8 cho thấy giá trị đại lượng Durbin – Watson = 1.997, gần bằng 2 nên có thể kết luận các sai số trong mơ hình độc lập với nhau hay khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
e. Kết luận phân tích hồi quy
Như vậy với giả thuyết ban đầu cho mơ hình nghiên cứu đề xuất và kết quả phân tích, phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
Y = 0.338 * X1 + 0.113 * X2 + 0.126 * X3 + 0.281 * X4 + 0.280 * X5
Trong đó:
Y: Chất lượng dịch vụ mobile banking
X1: Sự tin cậy; X2: Phương tiện hữu hình; X3: Sự đồng cảm X4: Sự đáp ứng; X5: Năng lực phục vụ
Mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc chất lượng dịch vụ mobile banking: kết quả hồi quy cho thấy cả năm thành phần của chất lượng dịch vụ đều có tác động cùng chiều có ý nghĩa đến chất lượng dịch vụ mobile banking. Trong đó, yếu tố sự tin cậy có tác động mạnh nhất, (với hệ số β = 0.388), kế tiếp lần lượt là yếu tố sự đáp ứng (với hệ số β = 0.281), tiếp theo là năng lực phục vụ (β = 0.280), sự đồng cảm (β = 0.126) và phương tiện hữu hình có tác động yếu nhất đến chất lượng dịch vụ mobile banking (với hệ số β = 0.113).
2.3.2.5 Kiểm định sự khác biệt về sự đánh giá chất lượng dịch vụmobile banking theo các nhóm giới tính, tuổi, trình độ học vấn, thu nhập. mobile banking theo các nhóm giới tính, tuổi, trình độ học vấn, thu nhập.
Kết quả kiểm định cho thấy khơng có sự khác biệt trong việc đánh giá chất lượng dịch vụ mobile banking theo các yếu tố nhân khẩu học: giới tính (xem phụ lục 9), tuổi (xem phụ lục 10), trình độ học vấn (xem phụ lục 11) và thu nhập (xem phụ lục 12).
2.4 Đánh giá thực trạng chất lượng dịch vụ mobile banking tại Vietinbank CN 2 CN 2
Cùng với xu hướng phát triển dịch vụ mobile banking trong nước và quốc tế, ngày 13/05/2008, Vietinbank và công ty Cổ phần Giải pháp Thanh toán Việt Nam (VNPAY) hợp tác triển khai dịch vụ mobile banking qua hình thái SMS banking.
Tiếp nối các tiện ích nạp tiền cho điện thoại di động, tra cứu thông tin ngân hàng, tài khoản, dịch vụ ví điện tử VnMar…Vietinbank tiếp tục nghiên cứu mở rộng dịch vụ SMS Banking với tiện ích mới là thơng báo biến động số dư tài khoản tự động qua SMS (bắt đầu triển khai từ 01/01/2009), dịch vụ SMS chuyển khoản được triển khai từ 08/12/2009, dịch vụ SMS Banking cho thẻ tín dụng quốc tế triển khai từ ngày 2/05/2010. Dịch vụ thanh tốn hóa đơn qua SMS được triển khai từ 10//01/2011. Ngày 04/06/2012 VietinBank chính thức triển khai dịch vụ chuyển tiền Western Union qua tin nhắn. Từ tháng 4/2013, VietinBank hợp tác cùng Smartlink triển khai thành công chuyển tiền liên ngân hàng qua SMS Banking dành cho khách hàng cá nhân, trở thành ngân hàng đầu tiên thực hiện dịch vụ này tại Việt Nam…
2.4.1 Số lượng khách hàng sử dụng dịch vụ mobile banking