FVPr SV FVS FVP EV RE FVE PV FVPr Pearson Correlation 1 ,036 ** ,042** ,004** ,013** ,011** 0,035** ,280** Sig. (2- tailed) ,000 ,000 ,010 ,007 ,012 ,000 ,012 SV Pearson Correlation 1 ,043 ** ,007** ,052** ,078** ,032** ,067** Sig. (2- tailed) ,000 ,030 ,046 ,027 ,000 ,042 FVS Pearson Correlation 1 ,014 ** -,042** ,036** ,031** ,262** Sig. (2- tailed) ,052 ,055 ,060 ,000 ,020 FVP Pearson Correlation 1 -,090 ** -,048** ,054** ,284** Sig. (2- tailed) ,020 ,049 ,044 ,020 EV Pearson Correlation 1 ,150 ** ,001** ,190** Sig. (2- tailed) ,031 ,010 ,006 RE Pearson Correlation 1 ,095 ** ,260** Sig. (2- tailed) ,018 ,000 FVE Pearson Correlation 1 ,235 ** Sig. (2- tailed) ,001 PV Pearson Correlation 1 Sig. (2- tailed)
4.4.2 Phân tích hồi quy
Ở phần trên, tác giả đã chứng minh có sự tương quan giữa các thành phần với nhau. Tiếp theo, để biết được trọng số của từng thành phần ảnh hưởng lên động lực làm việc của nhân viên, tác giả tiến hành bước phân tích hồi quy.
Phân tích hồi quy thực hiện với 07 biến độc lập bao gồm: (1) giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch, (2) giá trị chức năng của đội ngũ nhân sự thực hiện giao dịch, (3) giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ, (4) giá trị chức năng của giá dịch vụ, (5) giá trị cảm xúc, (6) giá trị xã hội và (7) danh tiếng ngân hàng.
Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy
Trước khi phân tích hồi quy tuyến tính, các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính cần được kiểm tra:
- Giả định liên hệ tuyến tính.
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. - Phương sai của phân phối phần dư không đổi.
- Các phần dư có phân phối chuẩn.
- Khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Giả định liên hệ tuyến tính
Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn của mơ hình hồi quy tuyến tính được sử dụng để kiểm định giả định liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đoán trên trục hoành, đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán cho thấy các giá trị được phân phối một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0 (xem Phụ lục 10: phân tích hồi quy). Do đó giả định liên hệ tuyến tính được thõa mãn.
Kiểm tra khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vượt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Từ Bảng 4.14, tất cả các gái trị VIF của các biến độc lập đều từ 1.032 đến 1.436, nghĩa là nhỏ hơn 10. Hơn nữa giá trị tuyệt đối của các hệ số tương giữa các
biến độc lập trong khoảng (0.06;0.284) là khơng cao. Do đó kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Kiểm tra các phần dư có phân phối chuẩn
Để dị tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư ta sẽ dùng hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram (Hình 4.2) và đồ thị P-P plot (Hình 4.3) . Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1 (=0.983). Nhìn vào đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Bảng 4.14: Kết quả phân tích hồi quy mơ hình Model Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.)
Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 Hằng số 0,867 0,453 1,915 0,057 FVPr 0,219 0,074 0,214 0,059 0,010 0,717 1,394 SV 0,139 0,071 0,147 1,953 0,049 0,745 1,341 FVS 0,232 0,076 0,216 0,825 0,041 0,696 1,436 FVP 0,213 0,067 0,201 1,592 0,011 0,969 1,032 EV 0,200 0,077 0,175 2,613 0,010 0,945 1,058 RE 0,236 0,070 0,225 3,384 0,001 0,962 1,039 FVE 0,233 0,072 0,235 3,241 0,001 0,810 1,235 Hình 4.3: Đồ thị P-P plot
Kiểm tra khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư
Hệ số Durbin-Watson trong khoảng từ 1 đến 3 cho biết các phần dư độc lập với nhau (Hoàng Ngọc Nhậm, 2004). Từ Bảng 4.15 ta thấy giá trị thống kê Durbin-Watson (d=2.031) nằm trong khoảng từ 1 đến 3, tức là các phần dư độc lập với nhau. Do đó ta có thể kết luận phần dư khơng có hiện tượng tự tương quan với nhau giữa các phần dư trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4.15: Hệ số xác định sự phù hợp của mơ hình Mơ Mơ hình R R 2 Square R 2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của
ước lượng Durbin-Watson
1 0,604a 0,431 0,401 0,72472 2,031
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy.
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, càng đưa thêm biến độc lập vào mơ hình thì R2 càng tăng, tuy nhiên điều này cũng được chứng minh rằng khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ phù hợp hơn với dữ liệu. Như vậy R2 có khuynh hướng là một ước lượng tương quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có hơn một biến giải thích trong mơ hình. Mơ hình thường khơng phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện.
Trong tình huống này, hệ số xác định R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 4.15 cho kết quả R2 điều chỉnh bằng 0.401 điều đó có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 40.1%. Nói cách khác, mơ hình giải thích được 40.1% ảnh hưởng của các yếu tố lên giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng.
Bảng 4.16, giá trị thống kê F được tính từ R2 của mơ hình có giá trị sig rất nhỏ bằng 0.000 cho thấy rằng các hệ số hồi quy khơng đồng thời bằng khơng. Điều này có nghĩa là mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
Bảng 4.16: AnovabMơ hình Mơ hình Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Bình phương trung bình Tỷ số F Mức ý nghĩa Sig. 1
Biến thiên do hồi quy 20,245 7 2,892 55,06 ,000b
Biến thiên do phần dư 103,468 197 0,525
Tổng biến thiên 123,712 204
Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hồi quy
Kết quả trong Bảng 4.14 cho thấy các hệ số hồi quy riêng phần β1, β2,… β7 đều dương và có mức nghĩa (sig.) < 0.05. Vậy các biến giá trị chức năng của giá dịch vụ, giá trị xã hội, giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ, giá trị chức năng của đội ngũ nhân sự thực hiện giao dịch, giá trị cảm xúc, danh tiếng ngân hàng của đơn vị cung cấp dịch vụ và giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch đều có tác động dương vào giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng. Như vậy chấp nhận các giả thuyết:
Giả thuyết H1: Giá trị chức năng của giá dịch vụ có tác động cùng chiều đến giá trị
cảm nhận của khách hàng.
Giả thuyết H2: Giá trị xã hội có tác động cùng chiều đến giá trị cảm nhận của
khách hàng.
Giả thuyết H3: Giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ có tác động cùng chiều
đến giá trị cảm nhận của khách hàng.
Giả thuyết H4: Giá trị chức năng của đội ngũ nhân sự thực hiện giao dịch có tác
động cùng chiều đến giá trị cảm nhận của khách hàng.
Giả thuyết H5: Giá trị cảm xúc có tác động cùng chiều đến giá trị cảm nhận của
khách hàng.
Giả thuyết H6: Danh tiếng ngân hàng của đơn vị cung cấp dịch vụ có tác động
cùng chiều lên giá trị cảm nhận của khách hàng, nghĩa là danh tiếng ngân hàng của đơn vị cung cấp dịch vụ càng cao thì giá trị cảm nhận của khách hàng càng cao và ngược lại.
Giả thuyết H7: Giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch có tác động cùng chiều đến giá trị cảm nhận của khách hàng.
Kết quả phân tích hồi quy
Trọng số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Vì trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa (hiệu B trong SPSS), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Trọng số hồi quy chuẩn hóa (beta trong SPSS) là trọng số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy với hệ số beta đã chuẩn hóa:
PV = 0.214 x FVPr + 0.147 x SV + 0.216 x FVS + 0.201 x FVP + 0.175 x EV + 0.225 x RE + 0.235 x FVE + ε
Từ 08 yếu tố ban đầu, sau khi phân tích Cronbach Alpha, EFA và hồi quy, kết quả còn lại 07 yếu tố, yếu tố “giá cả hành vi” bị loại có thể được giải thích như sau: khi có nhu cầu thực hiện giao dịch với ngân hàng, khách hàng có thói quen đi đến chi nhánh mà họ thường giao dịch, vì ở đó họ cảm thấy an tồn và có những nhân viên thường thực hiện giao dịch với họ, họ không muốn đổi sang chi nhánh khác mặc dù cùng hệ thống ngân hàng. Ngoài ra, nền tảng công nghệ hiện đại đang được ứng dụng rộng rãi, hầu hết các ngân hàng ứng dụng cơng nghệ với chi phí lớn nhằm hướng vào việc hỗ trợ hoạt động bên trong ngân hàng và hướng đến khách hàng trong vai trị gia tăng tiện ích cho khách hàng và làm cầu nối thông tin giữa ngân hàng và khách hàng. Từ đó dẫn đến việc hầu như khách hàng khơng cịn tốn nhiều chi phí thời gian, chi phí chờ đợi để sử dụng sản phẩm/dịch vụ của ngân hàng. Bên cạnh đó, việc thường xuyên tham khảo, so sánh về chi phí với các đối thủ cạnh tranh làm cho chi phí của các ngân hàng hầu như tương đồng nhau. Các điều này dẫn đến khách hàng ít quan tâm đến yếu tố “giá cả hành vi” khi lựa chọn ngân hàng.
Yếu tố "Giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch" có hệ số hồi quy lớn nhất 0.235 (mức ý nghĩa Sig. là 0.001). Như vậy, trong số các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị
cảm nhận thì yếu tố "Giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch" có mức ảnh hưởng lớn nhất. Ý nghĩa của hệ số Beta: nếu như ảnh hưởng của các yếu tố khác đến giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á không đổi khi yếu tố "Giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch" tăng lên 01 đơn vị thì sẽ làm cho giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á tăng thêm 0.235 đơn vị. Và khách hàng đánh giá yếu tố này ở mức độ có thể chấp nhận được 3.271 (Phụ lục 11). Theo Phụ lục 18, các yếu tố đo lường nhân tố giá trị chức năng của sự thiết lập nơi giao dịch cũng được khách hàng đánh giá ở mức trung bình, cao nhất là FVE2: quầy giao dịch có bảo mật thơng tin và sự riêng tư của khách hàng được 3.38 và thấp nhất là FVE1: nơi giao dịch được sắp xếp gọn gàng, hợp lý và sạch sẽ được 3.17. Nguyên nhân yếu tố này chưa được đánh giá cao là do sự thiết lập nơi giao dịch tại các chi nhánh ngân hàng TMCP Nam Á chưa có sự đồng đều và thống nhất: mỗi nơi có cách bài trí khác nhau; diện tích một số phịng giao dịch cịn q nhỏ và khơng gian riêng dành cho khách hàng được tư vấn về sản phẩm, dịch vụ một vài nơi có nhưng một vài nơi khơng có; hệ thống biểu mẫu, brochure khá nhiều (một vài nơi cịn để những brochure về chương trình khuyến mãi đã hết thời gian khuyến mãi) làm cho khách hàng có thể nhầm lẫn; khu vực dành cho nhân viên chiếm tỷ lệ lớn diện tích mặt bằng (diện tích dành cho khách hàng nhỏ); bãi giữ xe còn hạn chế (đa phần giữ xe trên vỉa hè, khơng có khu vực giữ xe riêng).
Yếu tố "Danh tiếng của ngân hàng" có hệ số hồi quy lớn thứ hai đạt giá trị 0.225 (mức ý nghĩa Sig. là 0.001). Đây cũng là yếu tố góp phần khơng nhỏ trong việc tạo giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á. Ý nghĩa của hệ số Beta: nếu như ảnh hưởng của các yếu tố khác đến giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á không đổi khi yếu tố "Danh tiếng của ngân hàng" tăng lên 01 đơn vị thì sẽ làm cho giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á tăng thêm 0.225 đơn vị. Tuy nhiên, khách hàng đánh giá danh tiếng của ngân hàng TMCP Nam Á ở mức độ thấp được 2.626 (Phụ lục 11). Theo Phụ lục 17, các yếu tố đo lường nhân tố danh tiếng của ngân hàng cũng được khách hàng đánh giá ở mức thấp, cao nhất là RE1: ngân hàng có uy tín được
3.20 và thấp nhất là RE2: ngân hàng được nhiều người biết đến được 2.33. Như vậy có thể thấy, danh tiếng của ngân hàng TMCP Nam Á chưa được nhiều người biết đến. Thực tế, Nam Á làm công tác thương hiệu chưa tốt, các thông tin (chương trình khuyến mãi, sản phẩm, dịch vụ mới, các hoạt động cộng đồng…) về ngân hàng TMCP Nam Á chỉ được thông tin trên trang web nội bộ dẫn đến hiệu quả truyền thông không như mong muốn (tần suất xuất hiện của thương hiệu qua các kênh thơng tin ít), chưa tạo được sự chú ý của khách hàng khi muốn lựa chọn tổ chức tài chính để giao dịch. Bên cạnh đó, việc nhận diện thương hiệu của Nam Á là chưa cao có thể kể ra như chưa được triển khai đồng bộ bộ nhận diện thương hiệu thể hiện qua văn phòng phẩm nội bộ (giấy in, giấy ghi chú, bút…) và đồng phục nhân viên chưa được thống nhất giữa một số nơi. Nhiều nơi nhân viên chỉ mang huy hiệu Nam Á chứ không mặc đồng phục hoặc chỉ mặc đồng phục quy định của chi nhánh.
Yếu tố "Giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ" có hệ số hồi quy lớn thứ ba đạt giá trị 0.216 (mức ý nghĩa Sig. là 0.041). Ý nghĩa của hệ số Beta: nếu như ảnh hưởng của các yếu tố khác đến giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á không đổi khi yếu tố "Giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ" tăng lên 01 đơn vị thì sẽ làm cho giá trị cảm nhận của khách hàng khi thực hiện giao dịch tại ngân hàng TMCP Nam Á tăng thêm 0.216 đơn vị. Và khách hàng đánh giá yếu tố này ở mức độ trung bình được 3.647 (Phụ lục 11). Theo Phụ lục 14, các yếu tố đo lường nhân tố giá trị chức năng của chất lượng dịch vụ cũng được khách hàng đánh giá ở mức trung bình, cao nhất là FVS3: chất lượng dịch vụ cạnh tranh so với ngân hàng khác được 3.712 và thấp nhất là FVS4: sau khi giao dịch, tôi nhận được dịch vụ như mong đợi (về chất lượng) được 3.546. Như vậy, Nam Á cần phải quan tâm cải thiện chất lượng dịch vụ hơn nữa. Hiện nay, ngân hàng Nam Á áp dụng quy trình quản lý theo ISO 9001:2000 nhằm nâng cao chất lượng hoạt động góp phần tạo vị thế cạnh tranh trên thị trường. Tuy nhiên, Nam Á còn tồn tại một số vấn đề trong quá trình hoạt động thực tiễn như: có sự chênh lệch về chất lượng dịch vụ giữa các chi nhánh, một số nơi phục vụ rất tốt, có một số nơi chưa tốt, những tiện ích của thẻ tín dụng khơng được giải thích rõ ràng, một số dịch vụ có quá