Correlations
Thoaman Camket Tintuong Duytri
Thoaman Pearson Correlation Sig. (2-tailed) N 1 .293** .262** .777** .000 .000 .000 260 260 260 260 Camket Pearson Correlation Sig. (2-tailed) N .293** 1 .468** .317** .000 .000 .000 260 260 260 260 Tintuong Pearson Correlation Sig. (2-tailed) N .262** .468** 1 .343** .000 .000 .000 260 260 260 260 Duytri Pearson Correlation Sig. (2-tailed) N .777** .317** .343** 1 .000 .000 .000 260 260 260 260
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Qua bảng phân tích tương quan, ta kết luận rằng có mối tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập với mức ý nghĩa 1%. Đặc biệt mối tương quan giữa Duy trì khách hàng với Sự thỏa mãn (Thoaman) là khá chặt chẽ (r=0.777). Còn với nhân tố
sự cam kết của khách hàng (Camket) và Sự tin tưởng của khách hàng (Tintuong) có tương quan với duy trì khách hàng lỏng hơn (r nhấp xỉ 0.3). Tuy nhiên ta sẽ có kết luận rõ ràng hơn trong mơ hình phân tích hồi quy. Bên cạnh sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc thì giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau nhưng mối tương quan tương đối thấp. Tuy nhiên chúng ta cần quan tâm đến vấn đề đa cộng tuyến ở phân tích hồi quy tiếp theo.
4.3.2 Mơ hình 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 (Duytri) và các biến độc lập (Thoaman,Camket, Tintuong) để xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử. Phân tích sử dụng phép hồi quy tuyến tính bội của SPSS với phương pháp đưa vào một lượt (Enter).
Giả định các nhân tố tác động và duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên đại bàn Tp.HCM có tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy cho mơ hình lý thuyết như sau:
Y = B0 + B1X1 + B2X2 + B3X3 + ϵ
Trong đó:
Y: Duy trì khách hàng
Bi: Hệ số hồi quy của các yếu tố tác động. X1: Giá trị yếu tố sự thỏa mãn của khách hàng. X2: Giá trị yếu tố sự cam kết của khách hàng. X3: Giá trị yếu tố sự tin tưởng của khách hàng ϵ: là phần dư.
Kết quả phân tích hồi quy với SPSS theo phụ lục 08 kết quả hồi quy như sau: Ta thấy tác động của yếu tố sự cam kết của khách hàng (Camket) khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình đo lường duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng
điện tử trên đại bàn Tp.HCM với giá trị Sig. = 0.358 lớn hơn 0.05. Hai yếu tố còn lại là Sự thỏa mãn của khách hàng (Thoaman) có giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 và sự tin tưởng của khách hàng (Tintuong) Sig. = 0.03 <0.05 nên kết luận hai yếu tố này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình đo lường duy trì khách hàng. Do đó, ta kết luận với tập dữ liệu khảo sát tại thành phố Hồ Chí Minh, duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM chỉ chịu ảnh hưởng của yếu tố sự thỏa mãn của khách hàng và sự tin tưởng của khách hàng.
R Square = 0.625, Adjusted R Square = 0.621. Nhằm đảm bảo tính an tồn trong đánh giá độ phù hợp của mơ hình (khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình), tác giả sử dụng Adjusted R Square = 0.621 (Trọng và Ngọc, 2008). Với Adjusted R Square = 0.621 > 0.5, mơ hình được đánh giá là phù hợp 62.1%, nghĩa là 62.1 % biến thiên của duy trì khách hàng được giải thích bởi các yếu tố trong mơ hình (biến độc lập), cịn lại 37.9% biến thiên của duy trì khách hàng được giải thích bởi các yếu tố khác chưa được đưa vào nghiên cứu.
Kết quả kiểm định F – kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể với Sig. = 0.000 (< 0.05), tức là mơ hình đang xây dựng phù hợp với tập dữ liệu, các biến của mơ hình có thể giải thích được cho sự thay đổi của biến độc lập duy trì khách hàng.
Hệ số phóng đại phương sai VIF < 2, mơ hình được xác định là khơng có dấu hiệu đa cộng tuyến, nghĩa là mối liên hệ giữa các biến độc lập thấp.
Biểu đồ phân tán Scatter của giá trị dự đoán chuẩn (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn (Standarlized Residual) (xem phụ lục 08) cho thấy các phần dư có phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi nên kết luận rằng phương sai của phần dư là không đổi.
Để kiểm tra giả thuyết phân phối chuẩn khi áp dụng hồi quy bội có bị vi phạm khơng, giá trị phần dư được xem xét. Biểu đồ tần số Histogram (xem phụ lục 08) của phần dư chuẩn hóa có trị trung bình gần bằng 0 (Mean = 6.92E-16). Giá trị
phần dư có kết quả trung bình mean = 0.00 và độ lệch chuẩn std. Dev. = 0.994 rất gần 1 vì vậy có thể nói phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn, cho thấy giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta của 2 các biến độc lập (Thoaman và Tintuong) đều mang dấu dương nên hai biến này có quan hệ thuận chiều với biến phụ thuộc Duytri.
Từ kết quả hồi quy, ta có phương trình hồi quy đa biến dạng chuẩn hóa như sau:
Y = 0.730X1 + 0.133X2 + ϵ (*)
Trong đó:
Y: Duy trì khách hàng.
X1: Giá trị yếu tố sự thỏa mãn của khách hàng. X2: Giá trị yếu tố sự tin tưởng của khách hàng. ϵ: là phần dư.
Phương trình hồi quy (*) cho thấy mức độ tác động của các yếu tố đến duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử. Trọng số B1 = 0.730 cho thấy yếu tố sự thỏa mãn của khách hàng có ảnh hưởng rất lớn đến việc duy trì sử dụng dịch vụ của khách hàng, kế đến là sự tin tưởng của khách hàng ảnh hưởng đến duy trì khách hàng nhưng với trọng số tương đối nhỏ hơn B2 = 0.133.
4.3.3 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
Mơ hình nghiên cứu ban đầu có 3 giả thuyết cần kiểm định là H1, H2, H3. Cả 3 giả thuyết này đưa ra có mối quan hệ thuận chiều giữa các nhân tố với duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử. Tuy nhiên, sau khi kiểm định hồi quy đa biến, dựa vào giá trị Sig trong bảng “Coefficients” (xem phụ lục 08) với độ tin cậy 95% thì có 2 giả thuyết được đạt yêu cầu.
Xét yếu tố sự thỏa mãn của khách hàng (Thoaman), giá trị hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta =0.730 tại mức ý nghĩa sig. = 0.000 < 0.05, cho biết rằng tác động của yếu tố này đến duy trì khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Vậy Giả thuyết H1: Sự thỏa mãn của khách hàng ảnh hưởng đến hành vi duy trì
khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM đƣợc chấp nhận. Điều này đã được khẳng định bởi nhiều nghiên cứu khác trong thời gian gần
đây.
Xét yếu tố sự cam kết của khách hàng (Camket), giá trị hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta =0.041 tại mức ý nghĩa sig.= 0.358 > 0.05, cho biết rằng tác động của yếu tố này đến duy trì khách hàng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Vậy Giả thuyết H2: Sự cam kết của khách hàng ảnh hưởng đến hành vi duy trì
khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM không đƣợc chấp nhận. Hay ta có thể nói theo bộ dữ liệu thị trường của nghiên cứu này thì chưa
đủ cơ sở để khẳng định tác động của yếu tố sự cam kết của khách đối với duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM.
Xét yếu tố sự tin tưởng của khách hàng (Tintuong), giá trị hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta =0.133 tại mức ý nghĩa sig. = 0.003 < 0.05, cho biết rằng tác động của yếu tố này đến duy trì khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Vậy Giả thuyết H3: Sự tin tưởng của khách hàng ảnh hưởng đến hành vi duy trì
khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM đƣợc chấp nhận. Điều này cũng đã được khẳng định bởi nhiều nghiên cứu khác trong thời gian gần đây.
Trong nghiên cứu này, giá trị Beta của yếu tố sự thỏa mãn cũng cao hơn yếu tố còn lại; cho nên sự thỏa mãn của khách hàng là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đối với duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử trên địa bàn Tp.HCM.
Hình 4.1. Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử.
4.3.4 Kiểm định sự khác biệt của các nhóm khách hàng theo các đặc điểm khácnhau về nhân khẩu học. nhau về nhân khẩu học.
4.3.4.1 Giới tính.