CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Kết quả phân tích hồi quy
Sau khi được ki m định độ tin cậy và đánh giá giá trị của các thang đo trong mô hình đề xuất, các biến quan sát đã được ki m định mức độ ý nghĩa trong mô hình lý thuyết thông qua phân tích hồi quy đ biết được cụ th trọng số của từng thành phần tác động lên chất lượng dịch vụ thẻ tại ngân hàng.
Phân tích tương quan giữa các nhân tố
Trước khi đi vào phân tích hồi quy bội, tác giả tiến hành phân tích tương quan Pearson đ xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập.
Bảng 4.5: Phân tích tương quan Pearson
NL KQ QT QL HAXH HL
NL
Hệ số tương
quan Pearson 1 .025 .032 .325** .497** .541**
Sig. (2-tailed) .667 .577 .000 .000 .000
KQ
Hệ số tương
quan Pearson .025 1 .435** -.036 -.025 .406**
Sig. (2-tailed) .667 .000 .536 .667 .000
QT
Hệ số tương
quan Pearson .032 .435** 1 -.044 -.089 .407**
Sig. (2-tailed) .577 .000 .445 .123 .000
QL
Hệ số tương
quan Pearson .325** -.036 .044** 1 .427** .453**
Sig. (2-tailed) .000 .536 .445 .000 .000
HA XH
Hệ số tương
quan Pearson .497** -.025 .089 .427** 1 .654**
Sig. (2-tailed) .000 .667 .123 .000 .000
HL
Hệ số tương
quan Pearson .541** .406** .407** .453** .654** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kết quả cho thấy có 5 biến độc lập có tương quan với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ th là các biến độc lập NL, KQ, QT, QL và HAXH lần lượt có hệ số tương quan với biến phụ thuộc HL là 0.541; 0.406; 0.407; 0.453; 654
> 0.3. Ngoài ra, hiện tương đa cộng tuyến giữa các biến độc lập cũng được loại bỏ do hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng không cao và giữa một số biến không có tương quan với nhau. Do đó, các biến sử dụng trong bài phù hợp đ phân tích hồi quy bội.
Phân tích hồi quy bội
Sau khi phân tích tương quan giữa các biến, tác giả tiến hành phân tích hồi qui với phương pháp Enter. Theo phương pháp này 6 nhân tố được rút trích khi phân tích nhóm biến độc lập và một biến phụ thuộc (BE) sẽ được đưa vào mô hình cùng một lúc và cho ra kết quả như sau:
Bảng 4.6: Bảng Tóm tắt mô hình hồi qui Mô
hình R
R bình phương
R bình phương hiệu chỉnh
Sai số chuẩn ước tính
Durbin- Watson
1 .882a .778 .774 .20757 1.976
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Bảng 4.7: Kết quả phân tích Anova trong hồi qui
Mô hình Tổng bình
phương Df
Bình phương trung bình
F Sig.
1
Hồi qui 44.237 5 8.847
205.348 .000b
Phần dư 12.624 293 .043
Tổng 56.861 298
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kết quả hồi qui tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.778 và R2 điều chỉnh (adjusted R square) là 0.774.
Ki m định F (bảng 4.15) có mức ý nghĩa p=0.000< 0.05. Như vậy mô hình hồi qui này là phù hợp với tập dữ liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, tr. 240). Hay nói cách khác 5 nhân tố thành phần giải thích được 77.4
% biến thiên của biến phụ thuộc. Tuy nhiên tỷ lệ giải thích này đạt yêu cầu, tuy nhiên vẫn chưa cao, mô hình còn chưa đề cập đến một số yếu tố khác bên ngoài mô hình có tác động đến biến nghiên cứu.
Bảng 4.8: Trọng số hồi qui
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn
hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1
Hằng
số -.341 .105 -3.557 .024
NL .123 .019 .209 6.497 .000 .731 1.346
KQ .195 .022 .276 9.011 .000 .810 1.234
QT .148 .014 .334 10.846 .000 .800 1.250
QL .104 .016 .195 6.327 .000 .800 1.250
HAXH .341 .023 .503 14.915 .000 .666 1.502
a. Biến phụ thuộc: HL
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Trong bảng trọng số trên ta thấy tất cả 5 nhân tố NL, Q, QT, QL và HAXH đầu có một tác động dương lên biến phụ thuộc HL. Cụ th , tất cả 5 yếu tố này đều có hệ số beta dương và có mức ý nghĩa thống kê ở 1%. Trong đó, yếu tố “Hình ảnh- xã hội” và yếu tố “Quá Trình” có tác động lớn nhất đến chất lượng dịch vụ thẻ với độ lớn hệ số Beta lần lượt là 0.503 và 0.334.
Yếu tố “Hình ảnh – xã hội” bao gồm uy tín, truyền thông, chính sách cũng như là cách ứng xử và quan hệ với cộng đồng, đó là những yếu tố tiên quyết trong nghiên cứu tác động đến chất lượng dịch vụ thẻ. Do đó, cần có những hàm ý quản trị tập trung đ nâng cao và duy trì yếu tố này đối với ngân hàng.
Bên cạnh đó, yếu tó “Quá trình” bao gồm thái độ phục vụ, xử lý nhu cầu nhanh chóng chính xác và ứng dụng công nghệ thông tin tác động mạnh đến chất lượng dịch vụ thẻ đứng thứ 2. Điều này cho thấy khách hàng bên cạnh việc truyền thông, chính sách thì thái độ phục vụ cũng như xử lý nhu cầu được họ đặt lên rất cao. Chính điều này bắt buộc ngân hàng có những chính sách tốt hơn nhằm nâng cao yếu tố quá trình trong hoạt động chất lượng dịch vụ thẻ.
Các yếu tố “ Q”, “NL”, “QL” lần lượt có hệ số beta là 0.276, 0.209 và 0.195. Các yếu tố Kết quả gồm việc đánh giá chất lượng dịch vụ thẻ nhanh chóng thuận lợi, đáng tin cậy, tiện ích, an ninh và phù hợp là yếu tố đứng ở vị trí thứ 3. Kế đến là Nguồn lực của ngân hàng ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ thẻ và năng lực quản lý là yếu tố tác động yếu nhất đến chất lượng dịch vụ thẻ.
Kiểm định giả thuyết 4.5.1.
Trọng số hồi qui của 5 nhân tố được rút trích sau khi phân tích EFA thì tất cả nhân tố đạt yêu cầu có đạt mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. < 0.05) và có giá trị dương. Vì vậy, giả thuyết H0 của tất cả giả thuyết của 5 nhân tố rằng chúng không tác động lên chất lượng dịch vụ thẻ tại ngân hàng Thương mại cổ phần Ngoại thương chi nhánh Nam Sài Gòn đều bị bác bỏ:
Bảng 4.9: Kiểm định các giả thuyết
Các giả thuyết điều chỉnh P-value Kết quả
H1
H1: Có mối quan hệ tác động của nhân tố “Nguồn Lực” đến sự hài lòng chất lượng dịch vụ thẻ VCB Chi nhánh Nam Sài Gòn
0.000
Chấp nhận
H2
H1: Có mối quan hệ tác động của nhân tố “ ết Quả” đến sự hài lòng chất lượng dịch vụ thẻ VCB Chi nhánh Nam Sài Gòn
0.000
Chấp nhận
H3
H1: Có mối quan hệ tác động của nhân tố “Quá Trình” đến sự hài lòng chất lượng dịch vụ thẻ VCB Chi nhánh Nam Sài Gòn
0.000
Chấp nhận
H4
H1: Có mối quan hệ tác động của nhân tố “Quản Lý” đến sự hài lòng chất lượng dịch vụ thẻ VCB Chi nhánh Nam Sài Gòn
0.000
Chấp nhận
H5
H1: Có mối quan hệ tác động của nhân tố “Hình ảnh-Xã Hội” đến sự hài lòng chất lượng dịch vụ thẻ VCB Chi nhánh Nam Sài Gòn
0.000
Chấp nhập
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kiểm định các vi phạm
4.5.2.
Hiện tượng đa cộng tuyến
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011, tr. 517), trong mô hình hồi qui bội chúng ta có thêm một giả định nữa là các biến độc lập không có tương quan hoàn toàn với nhau. Vì khi các biến độc lập có quan hệ với nhau thì các biến này hầu như không có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mô hình hồi qui tuyến tính bội (Theo Hair và cộng sự 2006).
Hiện tượng các biến độc lập tương quan với nhau gọi là hiện tượng đa cộng tuyến (VIF – Variance Inflation Factor). Khi VIF của một biến độc lập > 10 thì biến đó sẽ không có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mô hình và VIF của một biến độc lập < 2 thì được chấp nhận (Nguyễn Đình Thọ 2011, tr. 518).
NL KQ QT QL HAXH
VIF 1.368 1.234 1.250 1.250 1.502
Bảng 4.10: Kết quả hệ số VIF của biến độc lập
Nguồn:Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Kết quả phân tích cho thấy chỉ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2.
Vậy nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 lần lượt trình bày kết quả ki m định thang đo bằng các phân tích như: ki m định cronbach alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy.Kết quả ki m định độ tin cậy cho thấy tất cả các biến quan sát cũng như các biến độc lập luận văn đưa vào mô hình nghiên cứu đều đáng tin cậy, không có biến nào bị loại sau phép ki m định này.
Kết quả phân tích EFA rút trích được 5 nhân tố từ 6 biến độc lập được đưa ra trong mô hình nghiên cứu đề xuất sau khi nhân tố hình ảnh và nhân tố trách nhiệm xã hội được gộp chung lại với nhau. Từ kết quả hồi quy tác giả thấy được rằng tất cả 5 nhân tố được sử dụng đều có tác động lên chất lượng dịch vụ thẻ tại ngân hàng Thương mại cổ phần Ngoại thương chi nhánh Nam Sài Gòn.
CHƯƠNG 5