KMO and Bartlett's Test
Với giả thuyết Ho đặt ra trong phân tích này là giữa các biến quan sát trong tổng thể khơng có mối tƣơng quan với nhau. Kiểm định KMO và Bartlett trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (vì sig = 0,000), do vậy các biến Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett's Test ofApprox. Chi-Square
Sphericity df Sig. .841 4857.672 351 .000
quan sát trong tổng thể có mối tƣơng quan với nhau, đồng thời hệ số KMO bằng 0,841 chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là phù hợp nhƣ kết quả Bảng 2.7.
Bảng 2.8: Phân tích nhân tố khám phá thang đo các nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng.
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 DU3 .866 .873 .787 .912 .742 .857 DU2 .863 DU4 .721 DU6 .633 DU5 .555 TC4 TC5 .848 TC2 .838 TC1 .814 TC3 .735 PTHH3 PTHH1 .746 PTHH4 .721 PTHH5 .719 PTHH2 .705 NLPV4 NLPV5 .901 NLPV3 .673 NLPV2 .657 NLPV1 .628 DC1 DC4 .699 DC3 .697 DC2 .565 GC2 GC3 .818 GC1 .744
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Chỉ số Eigenvalue đại diện cho lƣợng biến thiên đƣợc giải thích bởi nhân tố. Chỉ những nhân tố có Eigenvalue lớn hơn 1 mới đƣợc giữ lại trong mơ hình phân tích, các nhân tố có Eigenvalue nhỏ hơn 1 sẽ bị loại khỏi mơ hình (Hair et al, 2006), chỉ số Eigenvalue của nghiên cứu là 1,323 nên phù hợp (Phụ lục 5)
Tổng phƣơng sai trích(Variance Explained Criteria) phải lớn hơn 50% (Hair et al, 2006), vì vậy tổng phƣơng sai trích đƣợc của nghiên cứu là 69,827% (Phụ lục 5) là phù hợp, nó cho biết các nhân tố giải thích đƣợc 69,827% biến thiên của tập dữ liệu, còn lại 30,173% sự thay đổi của tập dữ liệu là do các nhân tố khác chƣa xem xét trong đề tài.
Hệ số tải nhân tố (factor loadings) là hệ tố tƣơng quan đơn giữa các biến và nhân tố. Hệ số này càng lớn cho biết các biến và nhân tố càng có quan hệ chặt chẽ với nhau. Với mẫu khoảng 200, hệ số tải nhân tố đƣợc chấp nhận là lớn hơn 0,5 (Hair et al, 2006), các biến có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0,5 sẽ bị loại khỏi mơ hình. Theo kết quả Bảng 2.8 hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn lớn hơn 0,5 vì vậy mơ hình có ý nghĩa trong thực tiễn.
Mức độ hài lịng của khách hàng
Bảng 2.9: Kiểm định KMO thang đo mức độ hài lòng KMO and Bartlett's Test
Đối với thang đo sự hài lịng của khách hàng, sau khi phân tích EFA đối với mức độ hài lòng gồm 3 biến quan sát: HL1, HL2, HL3 ta có kết quả nhƣ sau: chỉ có một nhân tố đƣợc rút trích (ký hiệu HL), các biến quan sát HL1, HL2, HL3 có hệ số KMO bằng 0,62 nên kết quả EFA phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa 0,000, do vậy các biến quan sát có tƣơng quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phƣơng sai trích đƣợc là 71,674% và chỉ số Eigenvalue bằng 2,150 (Phụ lục 6).
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. Bartlett's Test ofApprox. Chi-Square
Sphericity df Sig. .620 324.163 3 .000
Do đó EFA là phù hợp, các biến quan sát này đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 2.10: Phân tích nhân tố khám phá thang đo sự hài lòng Component Matrixa
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
Từ kết quả Bảng 2.8 cho thấy có 6 nhân tố đƣợc rút trích từ 27 biến quan sát Nhân tố thứ 1 gồm 5 biến: DU2, DU3, DU4, DU5, DU6. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Sự đáp ứng, ký hiệu là DU.
Nhân tố thứ 2 gồm 5 biến quan sát: TC1, TC2, TC3, TC4, TC5. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Sự tin cậy, ký hiệu là TC.
Nhân tố thứ 3 gồm 5 biến quan sát: PTHH1, PTHH2, PTHH3, PTHH4, PTHH5. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Phƣơng tiện hữu hình, ký hiệu là PTHH.
Nhân tố thứ 4 gồm 5 biến quan sát: NLPV1, NLPV2, NLPV3, NLPV4, NLPV5. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Năng lực phục vụ, ký hiệu là NLPV.
Nhân tố thứ 5 gồm 4 biến quan sát: DC1, DC2, DC3, DC4. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Sự đồng cảm, ký hiệu là DC.
Nhân tố thứ 6 gồm 3 biến quan sát: GC1, GC2, GC3. Nhân tố này đƣợc đặt tên là Giá cả, ký hiệu là GC.
Phân Tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Mơ hình phân tích hồi quy sẽ mơ tả hình thức của mối quan hệ và qua đó
Component 1 HL3 HL1 HL2 .917 .906 .699
giúp ta dự đoán đƣợc mức độ của biến phụ thuộc khi biết trƣớc giá trị của các biến độc lập.
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), khi chạy hồi quy cần quan tâm đến các thông số sau:
Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số dựa trên mối quan hệ giải thích của chúng với biến phụ thuộc.
Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập. Hệ số này có thể thay đổi từ 0 đến 1.
Kiểm định ANOVA: để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0,05 thì ta có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
Phƣơng trình hồi quy biểu diễn mối quan hệ giữa các nhân tố và mức độ hài lịng của khách hàng có dạng nhƣ sau:
HL = β0 + β1 * DU + β2 * TC + β3 * PTHH + β4 * NLPV + β5 * DC + β6 * GC + ε
Trong đó:
HL: là biến phụ thuộc thể hiện giá trị dự đoán về mức độ hài lòng của khách hàng.
TC, DU, NLPV, DC, PTHH, GC: là các biến độc lập theo thứ tự là tin cậy, đáp ứng, năng lực phục vụ, đồng cảm, phƣơng tiện hữu hình, giá cả.
β 0, β 1, β 2, β 3, β 4; β 5, β 6: các hệ số hồi quy ε: sai số
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted RSquare Std. Error ofthe Estimate Durbin-Watson 1 .811a .658 .649 .48110 1.765 a.Predictors: (Constant), GC, TC, PTHH, NLPV, DC, DU b.Dependent Variable: HL ANOVAb a.Predictors: (Constant), GC, TC, PTHH, NLPV, DC, DU b.Dependent Variable: HL Coefficientsa Model Unstandardized
Coefficients StandardizedCoefficients t Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) DU TC PTHH NLPV DC GC -.968 .252 -3.833 .000 .209 .053 .210 3.928 .000 .496 2.015 .247 .043 .240 5.801 .000 .830 1.205 .136 .054 .120 2.499 .013 .618 1.617 .333 .044 .337 7.623 .000 .729 1.372 .190 .053 .176 3.595 .000 .596 1.679 .136 .044 .125 3.087 .002 .862 1.161 a. Dependent Variable: HL
Sau khi chạy hồi quy tuyến tính bội, ta có Hệ số R2 (R Square) = 0,658 và R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) = 0,649 nói lên độ thích hợp của mơ hình là 65,8%, hay nói cách khác mơ hình này giải thích đƣợc 65,8% sự biến thiên của nhân tố sự hài lịnglà do các biến trong mơ hình và 34,2% cịn lại biến thiên của nhân tố sự hài lịng đƣợc giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình mà trong phạm vi nghiên cứu của dề tài này chƣa xem xét đến. Chứng minh cho sự phù hợp của mơ hình đƣợc
Model SquaresSum of df Mean Square F Sig. 1 Regression Residual Total 107.161 6 17.860 77.165 .000a 55.781 241 .231 162.942 247
trình bày ở Bảng 2.11. Kết quả này cho thấy mơ hình là phù hợp, có mối tƣơng quan mạnh giữa biến độc lập và biến phụ thuộc của mơ hình.
Kiểm định F là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ tập hợp của các biến độc lập. Từ kết quả chạy hồi quy ta thấy giá tị thống kê F của mơ hình có giá trị bằng 77,165, giá trị sig là 0,000 rất nhỏ cho thấy mơ hình là phù hợp.
Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Trong trƣờng hợp các biến độc lập có hiện tƣợng đa cộng tuyến, tức là các biến độc lập tƣơng quan chặt chẽ với nhau. Nó cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, khó tách ảnh hƣởng của từng biến riêng lẻ. Để tránh diễn giải sai lệch kết quả hồi qui so với thực tế cần phải đánh giá, đo lƣờng hiện tƣợng đa cộng tuyến. Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn. Giá trị hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF=Variance inflation factor) từ 1,161 đến 2,015 đạt điều kiện 1< VIF<5 nên kết luận mối liên hệ giữa các biến độc lập này là khơng đáng kể. Khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Có thể yên tâm sử dụng phƣơng trình hồi quy. Giá trị của VIF = 1/Tolerance (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Từ các hệ số β chuẩn hóa dùng để đánh giá mức độ quan trọng của các nhân tố đến sự hài lòng của khách hàng. Hệ số β chuẩn hóa của nhân tố nào càng cao thì mức độ quan trọng của nhân tố đó tác động đến sự hài lịng của khách hàng càng cao. Từ các hệ số β chuẩn hóa, ta có kết quả nhƣ sau: các nhân tố DU, PTHH, DTC, NLPV, DC, GC đều có mối quan hệ tuyến tính với HL với Sig < 0,05. Tất cả 6 nhân tố của thang đo Sự hài lòng đều thực sự ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng khi khi sử dụng dịch vụ tiền gửi tại Agribank khu vực TPHCM và 6 nhân tố này đều ảnh hƣởng dƣơng đến sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ tiền gửi (do có các hệ số β dƣơng). Nghĩa là, nếu cảm nhận của khách hàng về Sự đáp ứng, Phƣơng tiện hữu hình, Độ tin cậy, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm, Giá cả tăng thì sự hài lịng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ tiền gửi cũng tăng lên; và ngƣợc lại (khi xét sự thay đổi của một yếu tố thì các yếu tố khác đƣợc giả định là khơng đổi)
Phƣơng trình hồi quy bội chuẩn hóa đƣợc xác định nhƣ sau:
HL = 0,337 * NLPV + 0,240 * TC + 0,210 * DU + 0,176 * DC + 0,125 * GC + 0,120 * PTHH
Để xác định tầm quan trọng của DU, PTHH, TC, NLPV, DC, GC trong mối quan hệ với HL, cần căn cứ vào hệ số β. Nếu trị tuyệt đối hệ số β của nhân tố nào càng lớn thì nhân tố đó ảnh hƣởng càng quan trọng đến HL. Từ phƣơng trình hồi quy trên đƣa ra nhận xét nhƣ sau, cảm nhận của khách hàng về Năng lực phục vụ ảnh hƣởng mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng vì β = 0,337 lớn nhất trong các β, tiếp theo là sự ảnh hƣởng của các thành phần Độ tin cậy (β = 0,240), Sự đáp ứng (β = 0,210), Sự đồng cảm (β = 0,176), Giá cả (β = 0,125), cuối cùng là Phƣơng tiện hữu hình (β = 0,120).
Từ kết quả phân tích hồi quy, các giả thuyết ban đầu đƣợc phát biểu lại nhƣ sau: Bảng 2.12: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết Giả
thuyết Nội dung
Hệsố hồi quy
Sig
(<0,05) Kết quả H1 Độ tin cậy có tác động tích cực đến Sự hài
lịng của khách hàng Agribank khu vực TP.HCM.
0,240 0,000 Chấp thuận H2 Mức Sự đáp ứng có tác động tích cực đênSự hài lịng của khách hàng Agribank khu
vực TP.HCM. 0,210 0,000 Chấp thuận
H3 Năng lực phục vụ có tác động tích cực đênSự hài lòng của khách hàng Agribank khu
vực TP.HCM. 0,337 0,000 Chấp thuận
H4
Sự đồng cảm có tác động tích cực đến Sự hài lòng của khách hàng Agribank khu vực
TP.HCM. 0,176 0,000 Chấp thuận
H5 Phƣơng tiện hữu hình có tác động tíchcực đến Sự hài lòng của khách hàng Agribank khu vực TP.HCM.
0,120 0,013 Chấp thuận H6 Giá cả có tác động tích cực đến sự hài lịng khách hàng của khách hàng Agribank khu
vực TP.HCM.
Sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm tại Agribank khu vực TP.HCM
Qua Bảng 2.12 chúng ta thấy các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6 đều đƣợc chấp nhận, vì khi gia tăng những nhân tố này sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng của khách hàng, điều đó có nghĩa là khi cảm nhận của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ tiền gửi tăng lên thì sự hài lịng cũng tăng theo.
2.3.7 Mơ hình nghiên cứu của đề tài
Mơ hình nghiên cứu khơng có sự thay đổi so với mơ hình lý thuyết ban đầu, bao gồm sáu yếu tố độc lập tác động đến sự hài lòng của khách hàng
Độ tin cậy
Sự đáp ứng Năng lực phục vụ
Sự đồng cảm
Phƣơng tiện hữu hình
Giá cả
Hình 2.4: Mơ hình nghiên cứu chính thức
2.3.8 Phân tích kết quả mơ hình nghiên cứu
Bảng 2.11 chỉ ra rằng có 6 nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm gồm: Sự đáp ứng, Phƣơng tiện hữu hình, Độ tin cậy, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm, Giá cả. Bên cạnh đó, mức độ quan trọng của các nhân tố trên đối với sự hài lòng của khách hàng cũng đƣợc xác định theo thứ tự nhƣ sau:
Năng lực phục vụ đƣợc đánh giá là nhân tố ảnh hƣởng nhiều nhất đến sự hài
lòng của khách hàng. Điều này cho thấy khi lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm, khách hàng đánh giá rất cao năng lực phục vụ của nhân viên bao gồm các đặc điểm
về sự thân thiện, thủ tục giao dịch linh hoạt, trình độ của nhân viên, khả năng tƣ vấn, thực hiện các giao dịch nhanh, chính xác và khắc phục lỗi hiệu quả. Nguồn nhân lực là một trong những tài sản quý giá nhất của doanh nghiệp trong đó có các ngân hàng thƣơng mại. Nhân viên chính là ngƣời mang hình ảnh của ngân hàng đến với khách hàng qua cách giao tiếp và tƣ vấn về sản phẩm dịch vụ ngân hàng. Do đó, đội ngũ nhân viên thân thiện, chuyên nghiệp với kỹ năng tƣ vấn tốt sẽ khơng chỉ có khả năng cung cấp đầy đủ và rõ ràng các thông tin liên quan đến sản phẩm dịch vụ của ngân hàng mà cịn có thể tạo ra cho khách hàng một ấn tƣợng tốt về ngân hàng.
Nhân tố đóng vai trị quan trọng thứ 2 khi khách hàng lựa chọn ngân hàng để gửi tiết kiệm là độ tin cậy và sự an toàn mà ngân hàng mang đến cho khách hàng
nhƣ: an ninh tại các điểm giao dịch ln đảm bảo an tồn, thơng tin cá nhân của khách hàng luôn đƣợc bảo mật và nền tảng tài chính của Ngân hàng ổn định. Do đó, việc tăng cƣờng an ninh tại các điểm giao dịch của ngân hàng cần đƣợc chú trọng. Một khách hàng khi quyết định gửi tiết kiệm tại một ngân hàng luôn cảm thấy lo lắng về sự an toàn của bản thân cũng nhƣ số tiền tiết kiệm của mình. Nếu ngân hàng có đội ngũ bảo vệ tốt, hệ thống an ninh đảm bảo sẽ làm khách hàng cảm thấy yên tâm rất nhiều khi tham gia giaodịch tại ngân hàng. Ngồi ra hệ thốngbảomật thơng tin các nhân của khách hàng cũng là điều mà khách hàng quan tâm, họ không muốn thông tin cá nhân của mình cùng với số tiền gửi tiết kiệm bị tiết lộ cho bên thứ 3 vì nhiều lý do khác nhau. Ngày nay, phát triển bùng nổ của công nghệ và mức độ phức tạp ngày càng tăng có thể dẫn đến khả năng khơng kiểm sốt nổi hệ thống Công nghệ thông tin, làm tăng số điểm yếu và nguy cơ mất an tồn của hệ thống. Vì vậy, các ngân hàng rất chú trọng đến hệ thống bảo mật thơng tin, nó khơng chỉ bảo vệ khách hàng mà cịn bảo vệ chính bản thân ngân hàng khỏi có thiệt hại đáng tiếc. Nền tảng tài chính của ngân hàng cũng là điều mà khách hàng cần khi quyết định gửi tiết kiệm tại ngân hàng, đối với khách hàng nền tảng tài chính ngân hàng là cơ sở đảm bảo cho khả năng chi trả của ngân hàng tại bất cứ thời điểm nào mà khách hàng cần rút vốn và đó cũng là điều kiện để đảm bảo cho việc ngân hàng có thể thực hiện đúng các sản phẩm nhƣ đã cam kết với khách hàng. Vì vậy, các ngân hàng cần
thƣờng xuyên duy trì đầy đủ vốn, số vốn đƣợc bổ sung từ kết quả hoạt động ngày một cao hơn thì đó là biểu hiện của một ngân hàng ổn định lành mạnh và hoạt động hiệu quả.
Nhân tố đứng thứ 3 ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng là sự đáp ứng