4. 33 PHÂN TÍCH KMO VÀ BARTLETT’S TEST
4.4 PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ EFA
4.4.1 Phân tích EFA các thang đo thành phần
Hai tiêu chuẩn quan trọng khi phân tích nhân tố khám phá: Hệ số tải nhân tố phải lớn hơn hoặc bằng 0.5. Nếu nhỏ hơn 0.5, nên loại từng biến quan sát một và chênh lệch hệ số tải nhân tố trên cùng một biến quan sát phải lớn hơn 0.3.
Bảng 4.4Kết quả phân tích nhân tố EFA lần 1
Component 1 2 3 4 5 6 7 HH01 .263 .143 .720 .128 .064 -.053 -.257 HH02 .463 .260 .506 .215 .034 .008 .062 HH03 .066 .246 .618 .196 .237 -.048 -.196 HH04 .194 .357 .665 .031 .005 -.054 .116 HH05 .037 -.021 .827 .016 .096 .072 .220 TC01 .679 .136 .076 .316 .098 .004 -.056 TC02 .734 .250 .229 .108 .139 -.002 -.009 TC03 .753 .239 .257 .091 -.038 .067 .050 TC04 .755 .230 -.008 .075 .157 -.034 -.129 TC05 .572 .053 .099 .009 -.223 -.059 .444 TT01 .181 .020 .104 .799 -.011 -.011 .025 TT02 .101 .192 .121 .734 -.028 .014 .133 TT03 .072 .098 .123 .793 .036 -.041 -.102 TT04 .107 .163 -.016 .728 -.005 -.058 -.003 NL01 .186 .786 .005 .135 .081 -.064 .120 NL02 .153 .760 .255 .136 -.019 .058 -.010 NL03 .182 .442 .315 .158 .108 -.078 -.317 NL04 .227 .650 .045 .127 -.070 -.008 .022 NL05 .161 .691 .222 .077 -.028 .015 -.060 DC01 .024 -.035 .193 .012 .692 .099 -.048 DC02 .109 .172 -.054 .075 .788 -.033 -.033 DC03 .041 -.081 .067 -.041 .800 .153 .073 DC04 .038 -.129 .183 -.157 .663 .015 .460 DC05 -.032 .096 -.040 .163 .438 -.058 .623 PH01 .003 -.022 -.001 .038 .147 .743 -.188 PH02 .093 -.020 -.043 -.161 .085 .843 -.003 PH03 -.092 .018 .006 .021 -.023 .807 .149
Nhận xét: Kết quả phân tích EFA lần 1 (PHỤ LỤC 7) cho thấy có 7 nhân tố.
Các biến quan sát HH02, TC05, NL03 và DC05 đều không thỏa điều kiện. Để đảm bảo không loại nhằm biến quan sát cần thiết, ta loại lần lượt các yếu tố. Trước tiên loại hai biến NL03 và DC05. Phân tích EFA lần 2, thu được kết quả như bảng 4.5.
Bảng 4.5 Kết quả phân tích nhân tố EFA lần 2
Component 1 2 3 4 5 6 HH01 .231 .729 .143 .132 .025 -.030 HH02 .470 .517 .214 .238 .041 .013 HH03 .014 .631 .216 .280 .224 -.044 HH04 .220 .677 .022 .312 .015 -.055 HH05 .061 .820 .002 -.052 .147 .053 TC01 .664 .093 .324 .134 .066 .030 TC02 .720 .237 .121 .253 .144 .010 TC03 .741 .264 .098 .256 -.003 .065 TC04 .709 -.003 .102 .276 .163 -.023 TC05 .650 .073 -.009 -.005 -.120 -.088 TT01 .178 .108 .798 .012 -.015 -.009 TT02 .123 .125 .725 .162 -.021 .008 TT03 .054 .127 .801 .098 .015 -.035 TT04 .099 -.012 .731 .164 -.008 -.060 NL01 .199 .027 .135 .776 .088 -.072 NL02 .152 .279 .138 .750 -.028 .056 NL04 .234 .054 .134 .643 -.052 -.018 NL05 .145 .259 .078 .700 -.057 .021 DC01 -.014 .180 .036 -.013 .693 .102 DC02 .065 -.052 .101 .209 .771 -.025 DC03 .015 .044 -.018 -.060 .829 .146 DC04 .080 .153 -.165 -.162 .739 -.010 PH01 -.052 .006 .050 .030 .130 .747 PH02 .097 -.048 -.164 -.038 .078 .850 PH03 -.062 .004 .004 -.017 -.011 .799
Nhận xét: Kết quả phân tích EFA lần 2 cho thấy phương pháp trích được 6
nhân tố với phương sai trích là 62.341%, hệ số KMO là 0.805> 0.5 và kiểm định Bartlett có sig = 0.000 <0.05 (PHỤ LỤC 7) do đó cho thấy phân tích nhân tố là phù
hợp. Biến HH02 không thỏa mãn điều kiện nên ta loại biến này khỏi mơ hình nghiên cứu và tiến hành phân tích EFA lần 3. Kết quả phân tích EFA ở Bảng 4.6.
Bảng 4.6 Kết quả phân tích nhân tố EFA lần 3
Component 1 2 3 4 5 6 HH01 .237 .152 .142 .026 .727 -.029 HH03 .024 .222 .282 .221 .639 -.043 HH04 .220 .029 .323 .017 .669 -.055 HH05 .071 .011 -.044 .147 .824 .054 TC01 .662 .329 .141 .068 .084 .030 TC02 .718 .127 .263 .147 .226 .010 TC03 .747 .105 .261 -.003 .264 .067 TC04 .709 .106 .280 .163 -.007 -.022 TC05 .655 -.005 -.001 -.121 .074 -.087 TT01 .182 .800 .010 -.017 .110 -.008 TT02 .119 .727 .165 -.020 .117 .008 TT03 .041 .802 .106 .019 .105 -.036 TT04 .100 .731 .161 -.010 -.013 -.060 NL01 .185 .135 .782 .092 .006 -.073 NL02 .148 .141 .753 -.028 .269 .056 NL04 .229 .135 .647 -.051 .045 -.018 NL05 .152 .081 .696 -.061 .266 .023 DC01 -.016 .036 -.013 .693 .178 .102 DC02 .058 .100 .211 .773 -.059 -.025 DC03 .015 -.018 -.060 .829 .046 .146 DC04 .086 -.164 -.163 .738 .162 -.010 PH01 -.057 .050 .032 .132 0.04 .746 PH02 .099 -.164 -.038 .077 -.043 .850 PH03 -.061 .004 -.018 -.011 .006 .799
Kiểm tra các yêu cầu khi phân tích nhân tố EFA (PHỤ LỤC 7) nhận thấy:
- Hệ số KMO là 0.788 > 0.5 cho thấy thỏa điều kiện đủ để phân tích nhân tố - Kiểm định Bartlett có giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 5% cho thấy các
biến có tương quan với nhau.
- Thơng số Eigenvalues có giá trị là 1.335 lớn hơn 1.
- Tổng phương sai trích là 62.722% cho biết 06 nhóm yếu tố trên giải thích được 62.722% sự biến thiên của các biến quan sát.
Như vậy, tổng hợp 24 biến quan sát giải thích cho 06 yếu tố thành phần tác động đến sự hài lịng trình bày trong bảng 4.7 dưới đây:
Bảng 4.7 Bảng phân tích nhân tố tương ứng với các biến quan sát
Nhân tố Mã Hóa Biến
Phương tiện hữu hình FT_HH HH01, HH03, HH04, HH05
Sự tin cậy FT_TC TC01, TC02, TC03, TC04, TC05
Năng lực phục vụ FT_NL DC01, DC02, DC03, 04
Sự đồng cảm và đáp ứng FT_DC NL01, NL02, NL04, NL05
Sự thuận tiện FT_TT TT01, TT02, TT03, TT04
Phí giao dịch FT_HL PH01, PH02, PH03
4.4.2 Phân tích EFA thang đo sự hài lịng của khách hàng
Bảng 4.8 Kết quả phân tích EFA thang đo sự hài lịng của khách hàng
Biến quan sát Component
HL03: Anh/Chị sẽ giới thiệu cho người thân, bạn bè sử dụng dịch vụ HL01: Anh/Chị hồn tồn hài lịng với chất lượng dịch vụ thanh tốn
viện phí khơng dùng tiền mặt
HL02: Anh/Chị sẽ tiếp tục sử dụng dịch vụ
.953 .898 .871 Phương sai trích là 82.497% (PHỤ LỤC 7), hệ số KMO là 0.671 và kiểm định Bartlett với Sig là 0.000 < 0.05 nên hoàn toàn phù hợp.
4.5 MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU SAU KHI ĐIỀU CHỈNH
Sau khi tiến hành phân tích dữ liệu thu thập được thơng qua các bước phân tích độ tin cậy Cronbach Alpha, kiểm định KMO & Bartlett và phân tích EFA, mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh vẫn giữ nguyên 06 biến độc lập (Phương tiện hữu
hình, Sự tin cậy, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm và đáp ứng, Sự thuận tiện và Phí giao dịch) đo lường biến phụ thuộc là Sự hài lịng của khách hàng. Mơ hình nghiên
cứu khơng thay đổi. Tuy nhiên, số lượng biến quan sát đo lường các biến độc lập giảm từ 28 biến xuống còn 24 biến quan sát.
4.6 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ CÁC GIẢ THUYẾT 4.6.1 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Mơ hình hồi quy bội được tiến hành với sáu biến độc lập được đưa vào phân tich cùng một lần (phương pháp Enter) cho kết quả hệ số xác định R2 = 0.637 và R2 hiệu chỉnh = 0.629, nghĩa là 62.9% biến thiên của sự hài lịng của khách hàng đối với dịch vụ được giải thích bởi sự biến thiên của các yếu tố như phương tiện hữu hình, sự tin cậy, năng lực phục vụ, sự đồng cảm và đáp ứng, sự thuận tiện và phí giao dịch.
Kiểm định F là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Giả thuyết β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = 0 (tất cả hệ số hồi quy riêng phần bằng 0). Số liệu trong Bảng 4.10 cho thấy giá trị Sig(F) = 0.000 , mức ý nghĩa (5%) do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều đó có nghĩa là mơ hình hồi quy được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu hiện có.
Bảng 4.9 Hệ số R2 hiệu chỉnh
Mẫu R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ướclượng Durbin-Watson
1 .798a .637 .629 .45731 1.993
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát Bảng 4.10 Phân tích phương sai ANOVA trong hồi quy tuyến tính
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát Model Tổng các bình
phương Bậc tự do Bình phươngđộ lệch Giá trịF Sig.
1 Regression 92.281 6 15.380 73.541 .000a
Residual 52.493 251 .209
4.6.2 Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hồi quy
Kết quả trong bảng 4.11 cho thấy các hệ số hồi quy riêng phần thuyết β1 , β2 , β3 , β4 , β5 , β6 đều lớn hơn không và mức ý nghĩa (p-value) < 0.05. Do đó, ở mức ý nghĩa 5%, các biến độc lập phương tiện hữu hình, sự tin cậy, năng lực phục vụ, sự đồng cảm và đáp ứng, sự thuận tiện đều có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của khách hàng, trong khi đó biến phí giao dịch lại có tác động ngược chiều với sự hài lòng đối với dịch vụ thanh tốn viện phí khơng dùng tiền mặt của Vietinbank.
Bảng 4.11 Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Model Hệ số chƣa
chuẩn hóa chuẩn hóaHệ số
t Sig.
Thống kê đa công tuyến
B chuẩnSai số Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.980 .285 .325 -3.436 .001 .671 1.491 FT_TC .411 .059 7.002 .000 FT_TT .336 .049 .290 6.925 .000 .826 1.211 FT_NL .352 .055 .300 6.416 .000 .660 1.514 FT_DC .182 .047 .154 3.872 .000 .919 1.089 FT_PH -.092 .045 -.079 -2.056 .041 .972 1.029 FT_HH .113 .049 .104 2.302 .022 .714 1.400
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
4.6.3 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong mơ hình hồi quy
4.6.3.1Giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập và giả định phƣơng sai của sai số không đổi
Kiểm tra giả định này cần xem xét đồ thị phân tán (Scatterplot) 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 đốn trên trục hồnh. Đồ thị Scatter (PHỤ LỤC 8) 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 một hình dạng khác. Điều đó cho thấy giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn. Đồ thị cũng cho thấy
các phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 trong một phạm vi không đổi. Điều này giúp kết luận Phương sai của sai số không đổi.
4.6.3.2 Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Hình 4.1 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, để kiểm tra giả định về phân phối chuẩn phần dư, sử dụng biểu đồ Histogram và biểu đồ P-Plot.
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phần phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, phân phối chuẩn phần dư có giá trị trung bình xấp xỉ 0 (Mean = 7.23E15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ 1 (Std.Dev = 0.988). Biểu đồ P=Plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng (PHỤ LỤC 8). Do đó, có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.6.3.3 Giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng 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.
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến sử dụng hệ số phóng đại Phương sai (VIF). Quy tắc là VIF vượt q 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Dữ liệu tại Bảng 4.11 cho thấy giá trị VIF của tất cả các biến độc lập đầu nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận khơng có hiện tưởng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.6.3.4 Giả định về tính độc lập của sai số
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, đại lượng thống kê Durbin-Watson được sử dụng để kiểm tra giả định về khơng có tương quan giữa các phần dư. Đại lượng này có giá trị biến thiên từ 0-4. Nếu các phần sư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Bảng 4.9 cho thấy giá trị Durbin-Watson = 1.993, gần bằng 2 nên có thể kết luận các sai số trong mơ hình độc lập với nhau hay khơng có tương quan giữa các phần dư.
4.6.4 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 = 0.104 * X1 + 0.325 * X2 + 0.3 * X3 + 0.154 * X4 + 0.29 * X5 – 0.079 * X6
Tro n g đó :
Y: SHL của khách hàng đối với dịch vụ thanh tốn viện phí khơng dùng tiền mặt X1: Phương tiện hữu hình X2: Sự tin cậy X3: Năng lực phục vụ X4: Sự đồng cảm và đáp ứng X5: Sự thuận tiện X6: Phí giao dịch
Mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc Sự hài lòng của khách hàng: kết quả hồi quy cho thấy sáu thành phần trong mơ hình nghiên cứu đều có tác động đến sự hài lịng của khách hàng, trong đó các thành phần Phương tiện hữu hình, Sự tin cậy, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm và đáp ứng, Sự thuận tiện đều có tác động cùng chiều trong khi thành phần Phí giao dịch có tác động ngược chiều. Trong các thành phần tác động, yếu tố “Sự tin cậy” có tác động mạnh nhất (hệ số β = 0.325), kế tiếp lần lượt là “Năng lực phục vụ” (hệ số β = 0.3), “Sự thuận tiện” (hệ số β = 0.29), “ Sự đồng cảm và đáp ứng” (hệ số β = 0.154), “Phương tiện hữu hình” (hệ số β = 0.104) và “Phí giao dịch” có tác động yếu nhất đến sự hài lịng của khách hàng (hệ số β = 0.079).
4.6.5 Kiểm định sự khác biệt trong đánh giá sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ theo các yếu tố nhân khẩu học
Kết quả kiểm định (Bảng 4.12) cho thấy khơng có sự khác biệt trong việc đánh giá sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ thanh tốn viện phí khơng dùng tiền mặt của Vietinbank theo các yếu tố nhân khẩu học như: giới tính, độ tuổi (và thu nhập hàng tháng (PHỤ LỤC 9).
Bảng 4.12 Kết quả phân tích ANOVA sự khác biệt về kết quả đánh giá sự hài lòng của các nhóm đối tượng khảo sát khác nhau về các đặc điểm nhân khẩu học
Tổng các bình
phƣơng df Bình phƣơngđộ lệch F Sig. GIỚI TÍNH
Phương sai giữa các nhóm .265 1 .265 .470 .494
Phương sai nội nhóm 144.508 256 .564
Tổng cộng 144.773 257
ĐỘ TUỔI
Phương sai giữa các nhóm 1.412 2 .706 1.256 .287
Phương sai nội nhóm 143.361 255 .562
Tổng cộng 144.773 257
THU NHẬP HÀNG THÁNG
Phương sai giữa các nhóm 1.586 2 .793 1.412 .246
Phương sai nội nhóm 143.188 255 .562
4.7 ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ HÀI LÒNG VỀ TỪNG NHÂN TỐ VÀ SỰ HÀI LÒNG TỔNG THỂ
Kết quả bảng 4.13 cho thấy các nhân tố phương tiện hữu hình, sự tin cậy, năng lực phục vụ, sự đồng cảm và đáp ứng, sự thuận tiện và phí giao dịch được khách hàng đánh giá đều ở mức độ trung bình với mức dao động khơng cao từ 3.20 – 3.53. Nhân tố Sự thuận tiện được khách hàng đánh giá cao nhất (GTTB = 3.53), kế đến là yếu tố Sự tin cậy (GTTB = 3.4031), yếu tố Phương tiện hữu hình (GTTB = 3.3798). Hai yếu tố được đánh giá thấp nhất là Sự đồng cảm và đáp ứng (GTTB = 3.3081) và Năng lực phục vụ (GTTB = 3.2064).
Mức đánh giá các yếu tố này thấp chứng tỏ khách hàng tuy chấp nhận sử dụng