Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
Sig. Tolerance VIF
B Sai số chuẩn Beta Hằng số -0,254 0,082 .003 .042 DTC 0,034 0,078 0,030 .662 .088 23.900 NLPV 0,300 0,058 0,245 .000 .062 11.405 SDU 0,561 0,057 0,554 .000 .026 16.232 PTHH 0,266 0,076 0,306 .001 .046 38.837 SDC -0,117 0,058 -0,131 .047 .042 21.791 R2 hiệu chỉnh 0,977
Sig. của kiểm định F 0,000
(Nguồn: Xử lý số liệu điều tra 2019 – Xem phụ lục 3)
Ta thấy VIF > 10 cho thấy mơ hình cả 5 biến độc lập có hiện tượng đa cộng biến, nên ta chấp nhận hiện tượng này.
Kiểm định F nhằm mục đích kiểm định độ phù hợp của mơ hình tổng thể để xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ các biến độc lập hay không. Với giả thuyết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5= 0 (hay R2 = 0), kết quả kiểm định cho giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05 ứng với mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có nghĩa là kết hợp của 5 yếu tố có trong mơ hình có thể giải thích được sư thay đổi của biến phụ thuộc. Sự hài lòng phù hợp với tập dữ liệu.
Tham số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) cho biết mức độ (%) sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi biến độc lập. Giá trị R2 hiệu chỉnh phản ánh chính xác hơn sự phù hợp của mơ hình đối với tổng thể vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2 (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc,2008). Ta có giá trị R2
hiệu chỉnh bằng 0,721 có nghĩa 72,1% sự biến thiên của yếu tố Sự hài lịng trong cơng việc được giải thích bởi 5 yếu tố trên.
Hệ số hồi quy riêng phần đo lường sự thay đổi giá trị của biến phụ thuộc khi một biến độc lập thay đổi trong điều kiện các biến độc lập khác giữ nguyên. Do đó cần
kiểm tra xem các tham số của các biến độc lập có ý nghĩa hay khơng thơng qua kiểm định giả thuyết H0: βk = 0. Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Sig. của 5 biến độc lập đều bé hơn 0.05 ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 hay các tham số của các biến độc lập đưa vào hồi quy đều có ý nghĩa.
Hệ số phóng đại phương sai VIF dùng để xem xét hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập. Theo Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, quy tắc là khi VIF vượt quá 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Trong một số tài liệu khác đưa ra điều kiện VIF < 4, thậm chí là VIF < 2. Nhìn vào kết quả hồi quy cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thể kết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.
Như vậy, kết quả hồi quy cho thấy cả 5 yếu tố đưa vào hồi quy đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Sự hài lòng. Dựa vào hệ số Beta chưa chuẩn hóa, hàm hồi quy có dạng như sau:
SHL = -0,254 + 0,034*DTC + 0,300*NLPV + 0,561*SDU + 0,266*PTHH + (-0,117)*SDC
Hệ số Beta mang dấu dương chứng tỏ các biến độc lập có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc Sự hài lòng và ngược lại, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu một biến độc lập tăng thì biến phụ thuộc tăng và ngược lại. (Xem phụ lục 3).
Ở cột hệ số Beta chưa chuẩn hóa, ta thấy có hằng số tự do tức là hệ số chặn bằng -0,254 mang dấu âm, nó phản ánh tác động của các yếu tố nằm ngoài các biến Phương tiện hữu hình, Sự đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm, Độ tin cậy làm giảm Sự hài lòng của khách hàng. Ví dụ như tâm trạng khách hàng khơng tốt, vị trí ngân hàng
khó xác định, v.v…. Khi tác động của các yếu tố này tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lịng của khách hàng sẽ giảm 0,254 đơn vị.
Nhìn vào hàm hồi quy ta thấy hệ số Beta của biến độc lập Sự đáp ứng có giá trị lớn nhất, nghĩa là yếu tố Sự đáp ứng có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ cho vay ngắn hạn đối với cá nhân phục vụ sản xuất kinh doanh tại ngân hàng TMCP Đông Á – chi nhánh Quảng Nam –pgd Tam Kỳ. Cụ thể trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến Sự đáp ứng tăng thêm 1 đơn vị thì Sự hài lịng của khách hàng sẽ tăng thêm 0,561 đơn vị
Sự tác động lớn nhất của biến Sự đáp ứng trong tất cả các biến lên Sự hài lịng trong cơng việc cho thấy rằng vấn đề mà mỗi khách hàng quan tâm nhất, cần được thỏa mãn nhất khi sử dụng dịch vụ cho vay ngắn hạn cá nhân là lợi ích dịch vụ cụ thể là thời hạn và mức cho vay khi sử dụng dịch vụ cho vay ngắn hạn, cùng với sự giải đáp thắc thắc mắc nhanh chóng, thái độ thân thiện của nhân viên. Bởi vì Sự đáp ứng của ngân hàng gắn liền với quyền lợi thiết thực của khách hàng, và giúp họ cảm thấy mình được trân trọng. Nó khơng chỉ có ý nghĩa về vật chất mà cịn có ý nghĩa về tinh thần giúp cho người dân có được nguồn vốn để sản xuất kinh doanh với sự hiểu biết và hài lòng nhất. Do đó Sự đáp ứng ln là mối quan tâm hàng đầu và là yếu tố quyết định lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ cho vay cho vay ngắn hạn đối với cá nhân phục vụ sản xuất kinh doanh tại ngân hàng TMCP Đông Á – chi nhánh Quảng Nam –pgd Tam Kỳ.
Kết quả hồi quy cũng cho thấy hệ số Beta của biến độc lập Sự đồng cảm có giá trị nhỏ nhất, cho thấy nghĩa là yếu tố Sự đồng cảm hầu như khơng có tác động đến sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ cho vay ngắn hạn SXKD tại ngân hàng TMCP Đông Á – chi nhánh Quảng Nam –pgd Tam Kỳ. Điều này được giải thích rằng việc thời gian giao dịch, các quy trình thủ tục về cho vay khơng ảnh hưởng nhiều đến sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ cho vay SXKD của ngân hàng.
2.3.6. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lịng trong cơng việc theo các đặc điểm cá nhân
2.3.6.1. Kiểm định phân phối chuẩn
Với biến Giới tính và tình trạng hơn nhân chỉ có 2 nhóm mẫu nên sẽ sử dụng phương pháp kiểm định Independent-samples T-test. Cịn đối với các biến có 3 nhóm mẫu trở lên như Độ tuổi, thu nhập hàng tháng thì sẽ sử dụng kiểm định phương sai ANOVA. Điều kiện có thể phân tích phương sai ANOVA là các biến phải đảm bảo phân phối chuẩn, Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, một phân phối được xem là chuẩn có trị số trung bình (mean) và trung vị (median) gần bằng nhau và có hệ số đối xứng (Skewness) nằm trong khoảng (-1;1)