4.2 Kiểm định mơ hình đo lường
4.2.2 Phân tích nhân tố EFA
Sau khi kiểm tra độ tin cậy của thang đo bằng cơng cụ Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA được tiến hành dựa trên các tiêu chuẩn về hệ số tải nhân tố ( Factor loadings), KMO và phương sai trích.
Phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA: được dùng để tìm ra mối quan hệ giữa các biến quan sát và biến tiềm ẩn, làm nền tảng cho một tập hợp các phép đo để rút gọn hay giảm bớt số biến quan sát. Cơ sở phân tích nhân tố khám phá dựa trên các tiêu chuẩn về KMO (Kaiser-Mayer-Olki), hệ số tải nhân tố (Factor loadings) và phương sai trích (Priciple Component Analysis) với phép quay Varimax.
KMO (Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequancy) là một chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố (EFA) và thỏa điều kiện 0,5< KMO ≤ 1 thì phân tích nhân tố là thích hợp. Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát bằng khơng trong tổng thể, theo Kaiser (1974) trích trong
Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005). Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (sig≤0.05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Theo Hair và cộng sự (1998) trích trong Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), thì Factor loadings>0,3, được xem là đạt mức tối thiểu, >0.4 được xem là quan trọng, >0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Hair và cộng sự (1998) cũng cho rằng nếu chọn Factor loadings>0,3 thì cỡ mẫu ít nhất 350, cịn cỡ mẫu khoảng 100 thì chọn Factor loadings >0,55, nếu cỡ mẫu 50 thì chọn Factor loandings >0,75. Kết quả khảo sát thu được 260 mẫu trả lời hợp lệ, vì vậy Factor loadings >0,5 là phù hợp.
Chọn số lượng nhân tố theo tiêu chí eigenvalue. Với tiêu chí này, số lượng nhân tố được xác định (dừng ở nhân tố) có eigenvalue tối thiểu bằng 1 (Nguyễn Đình Thọ, 2011, trang 393).
Cuối cùng là, khi đánh giá kết quả EFA chúng ta cần xem xét phần tổng phương sai trích TVA. Tổng này thể hiện các nhân tố trích được bao nhiều phần trăm của các biến đo lường. Và tổng này phải đạt từ 50% trở lên, nghĩa là phần chung phải lớn hơn phần riêng và sai số (từ 60% trở lên là tốt). Nếu thỏa được điều kiện này, chúng ta kết luận mơ hình EFA phù hợp (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
4.2.2.1 Kết quả kiểm định EFA thang đo các yếu tố ảnh hƣởng đến duy trì khách hàng.
Phân tích nhân tố được thực hiện với 13 biến quan sát thuộc biến độc lập kết quả đạt được như sau:
Hệ số KMO = .863 (nằm giữa 0.5 và 1) nên khẳng định phân tích nhân tố trong nghiên cứu này là phù hợp.
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett’s Test. Với mức ý nghĩa Sig. = 0.000<0.005, các biến có tương quan trong tổng thể.
Bảng 4.6. KMO and Bartlett's Test cho các biến độc lập. Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .863
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1.595E3
Df 78
Sig. .000
Bảng kết quả phân tích nhân tố (Bảng số 4.7) cho thấy chỉ có 3 nhân tố có Eigenvalue ≥ 1, bằng với số nhân tố trong mơ hình lý thuyết ban đầu.
Tổng phương sai trích bằng 66.957% > 50% cho biết 3 yếu tố được rút trích giải thích được 66.957% sự biến thiên của tập dữ liệu. Phần còn lại, 33.043% biến thiên của tập dữ liệu là do các yếu tố chưa được đưa vào mơ hình.
Bảng 4.7. Kết quả phân tích nhân tố của các biến độc lập.
Total Variance Explained
Compo nent
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Varianc e Cumulati ve % Total % of Varianc e Cumulati ve % Total % of Variance Cumulative % 1 4.828 37.135 37.135 4.828 37.135 37.135 3.112 23.935 23.935 2 2.351 18.086 55.221 2.351 18.086 55.221 2.850 21.921 45.856 3 1.526 11.736 66.957 1.526 11.736 66.957 2.743 21.101 66.957 4 .808 6.215 73.172 5 .607 4.671 77.843
6 .524 4.028 81.871 7 .444 3.414 85.285 8 .394 3.031 88.317 9 .392 3.014 91.330 10 .338 2.598 93.928 11 .278 2.141 96.069 12 .269 2.066 98.135 13 .242 1.865 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Bảng ma trận xoay nhân tố (Rotated Component Matrixa) loại bỏ các biến có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.5. Các nhân tố còn lại đều có hệ số tải nhân tố (Factor Loadings) > 0.5: đảm bảo ý nghĩa thực tiễn của EFA. Nhìn vào bảng ta thấy ba nhân tố ảnh hưởng đều được rút trích với cơ cấu biến quan sát không bị tách gộp giữa các thang đo thành phần. Các biến quan sát tập trung theo từng nhân tố đã thể hiện rõ ràng.
Nhân tố 1 là sự tổng hợp của 4 biến quan sát là STM05, STM02, STM04, STM01 thuộc thang đo sự thỏa mãn của khách hàng.
Nhân tố 2 gồm 4 biến quan sát là STT14, STT15, STT16, STT12 thuộc thang đo sự tin tưởng của khách hàng.
Nhân tố 3 gồm 5 biến quan sát gồm SCK09, SCK011, SCK08, SCK06, SCK10 thuộc thang đo sự cam kết của khách hàng.
Bảng 4.8. Ma trận xoay nhân tố của các biến độc lập.
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 STM05 .886 STM02 .861 STM04 .861 STM01 .850 STT14 .846 STT15 .828 STT16 .821 STT12 .736 SCK09 .806 SCK11 .757 SCK08 .738 SCK06 .655 SCK10 .545
Như vậy, sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, có tất cả 3 nhân tố được rút trích dựa trên 13 biến quan sát tương đồng với số nhân tố giả thuyết của mơ hình nghiên cứu. Ba nhân tố này sẽ được đưa vào phân tích hồi quy.
4.2.2.2 Kết quả kiểm định EFA thang đo duy trì khách hàng.
Tương tự, 3 thuộc tính của duy trì khách hàng (DT) cũng đưa vào phân tích nhân tố, ta có kết quả như sau:
Hệ số KMO = 0. 650 (nằm gữa 0.5 và 1): phân tích nhân tố là thích hợp.
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett’s Test . Với mức ý nghiã Sig. =
0.000<0.005, các biến có tương quan trong tổng thể.
Hệ số tải nhân tố (Factor Loadings) > 0.5: đảm bảo ý nghĩa thực tiễn của EFA
Tổng phương sai trích bằng 65.106% >50% cho biết yếu tố được rút trích
giải thích cho 65.106% biến thiên của tập dữ liệu. Phần còn lại 34.894% biến thiên của tập dữ liệu là do các yếu tố chưa đưa vào mơ hình. Điều kiện eigenvalue = 1.953>1 đối với yếu tố được đảm bảo. Kết quả được trình bày bên dưới.
Bảng 4.9. KMO and Bartlett's Test cho thang đo duy trì khách hàng.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .650
Bartlett's Test of
Sphericity
Approx. Chi-Square 173.656
Df 3
Sig. .000
Bảng 4.10. Kết quả phân tích nhân tố của duy trì khách hàng. Total Variance Explained Total Variance Explained
Comp onent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 1.953 65.106 65.106 1.953 65.106 65.106
2 .639 21.299 86.404
3 .408 13.596 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Bảng 4.11. Ma trận nhân tố biến duy trì khách hàng. Component Matrixa Component Matrixa Component 1 DT19 .861 DT18 .808 DT17 .748
Sau khi phân tích EFA, ta có thang đo Duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử gồm 3 biến quan sát DT19, DT18, DT17 tương đồng với bộ thang đo ban đầu trước khi phi phân tích.
4.3 Phân tích hồi quy.
Bước tiếp trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố tác động đến duy trì khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử. Giá trị của các nhân tố độc lập và phụ thuộc được dùng để chạy hồi quy chính là giá trị trung bình của các nhân tố được rút trích ra (các giá trị trung bình này do phần mềm SPSS tính ra). Phương pháp hồi quy được sử dụng ở đây là phương pháp bình phương bé nhất.
4.3.1 Phân tích tƣơng quan giữa các biến – hệ số Pearson.
Trước khi tiến hành kiểm định mơ hình nghiên cứu bằng phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan giữa các biến của mơ hình cần phải được xem xét. Phân tích ma trận tương quan sử dụng hệ số Pearson Correlation để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa mỗi nhân tố khác với nhân tố duy trì khách hàng và các yếu tố tác động đến duy trì khách hàng với nhau. Hệ số này ln trong khoảng từ -1 đến 1, lấy giá trị trị tuyệt đối, nếu lớn hơn 0.6 thì có thể kết luận mối quan hệ là chặt chẽ, và càng gần 1 thì mối quan hệ càng chặt, nếu nhỏ hơn 0.3 thì cho biết mối quan hệ là lỏng.
Bảng 4.12. Ma trận tương quan giữa các biến
Correlations
Thoaman Camket Tintuong Duytri
Thoaman Pearson Correlation 1 .293** .262** .777** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 260 260 260 260 Camket Pearson Correlation .293** 1 .468** .317** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 260 260 260 260 Tintuong Pearson Correlation .262** .468** 1 .343** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 260 260 260 260 Duytri Pearson Correlation .777** .317** .343** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 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 không, 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 không 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