CHƯƠNG 3. THỰC TRẠNG SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG VỀ CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ NGÂN HÀNG ĐIỆN TỬ TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
3.2. Thực trạng sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các ngân hàng thương mại Việt Nam
3.3.1. Thực trạng các nhân tố ảnh hưởng tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các ngân hàng thương mại Việt Nam
3.3.1.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo (Cronbach’s Alpha)
Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha: phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha nhằm để kiểm tra độ tin cậy của các biến quan sát (các câu hỏi) trong thang đo bằng phương pháp nhất quán nội tại thông qua hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng (Item-total correlation). Mục đích của việc kiểm định này là để tìm kiếm sự vô lý trong các câu trả lời, chẳng hạn nếu ai đó cho điểm cao nhất đối với câu trả lời 1 nhưng sang câu 10 vẫn nội dung tương tự như câu hỏi 1 nhưng lại trả lời ngược lại và cho điểm thấp thì dẫn đến tương quan dữ liệu không phù hợp bị sai lệch. Vì vậy, để các thang đo đạt độ tin cậy thì kết quả phân tích phải thỏa mãn các điều kiện sau:
Hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha phải từ 0,7 trở lên (Lee Cronbach,1951), tuy nhiên trong ứng dụng thực tế hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha còn phụ thuộc vào kích thước mẫu. Nếu cỡ mẫu càng nhỏ thì càng có nhiều khả năng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha không cao (do thiếu dữ liệu xác minh sự tương quan giữa các biến). Theo quy tắc kinh nghiệm của Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc cùng nhiều nhà nghiên cứu khác đồng ý rằng trong bối cảnh nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người được phỏng vấn, hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha từ 0,6 – 0,7 là có thể chấp nhận được, đối với số liệu kinh tế xã hội thì xấp xỉ là 0,8 được coi là rất tốt, nếu hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha trên 0,9 thì báo hiệu rằng có thể bỏ bớt một số biến trong nhóm vì các biến này có thể quan hệ tuyến tính khá chặt chẽ với các biến khác của nhóm (Hair & ctg, 1998). Trong nghiên cứu này, tác giả đề nghị hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha từ 0,6 trở lên là có thể chấp nhận được.
Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát phải lớn hơn 0,3: Đây là hệ số tương quan của một biến với điểm trung bình của các biến khác trong cùng một thang đo. Biến quan sát nào mà có hệ số tương quan biến tổng càng cao thì sự
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
tương quan của biến đó với các biến khác trong nhóm càng cao. Theo Nunnally &
Burnstein (1994) cho rằng những biến quan sát nào mà có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 được xem như là biến rác và sẽ bị loại bỏ ra khỏi mô hình.
Kết quả kiểm định cho các nhóm biến quan sát đo lường chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử theo các tiêu chí (Sự tin cậy, Sự đáp ứng, Sự đồng cảm, Năng lực phục vụ, Khả năng tiếp cận, Phương tiện hữu hình) được thể hiện như sau:
Bảng 3.16. Tổng hợp kết quả kiểm định đo lường thang đo Item Scale
Mean if Item Deleted
Scale Variance
if Item Deleted
Corrected Item-Total Correlation
Squared Multiple Correlation
Cronbach's Alpha if
Item Deleted
Cronbach's Alpha
Thang đo biến “Sự tin cậy”
TC1 15.20 8.454 .675 .461 .872
.886
TC2 15.57 8.391 .695 .532 .867
TC3 15.41 8.118 .801 .652 .843
TC4 15.26 8.274 .709 .539 .864
TC5 15.41 8.142 .741 .564 .857
Thang đo biến “Sự đáp ứng”
DU1 18.68 13.667 .801 .651 .939
.946
DU2 18.68 12.948 .903 .975 .927
DU3 18.68 13.350 .851 .729 .934
DU4 18.63 13.663 .777 .632 .942
DU5 18.67 13.533 .788 .638 .941
DU6 18.67 13.115 .887 .972 .929
Thang đo biến “Năng lực phục vụ”
PV1 14.08 9.532 .762 .603 .893
PV2 14.06 9.315 .814 .694 .882 .910
PV3 14.16 9.219 .786 .636 .888
PV4 14.02 9.725 .713 .531 .903
PV5 14.07 9.432 .791 .631 .887
Thang đo biến “Sự đồng cảm”
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
DC1 14.39 8.796 .782 .626 .865
.897
DC2 14.25 9.005 .774 .647 .868
DC3 14.28 8.869 .791 .645 .864
DC4 14.34 8.911 .744 .554 .874
DC5 14.31 9.499 .636 .419 .897
Thang đo biến “Phương tiện hữu hình”
PTHH1 22.44 20.822 .769 .682 .928
.936
PTHH2 22.46 19.967 .812 .751 .924
PTHH3 22.48 20.680 .761 .762 .929
PTHH4 22.46 20.648 .781 .694 .927
PTHH5 22.48 19.965 .794 .718 .926
PTHH6 22.47 20.534 .775 .770 .927
PTHH7 22.43 19.985 .848 .811 .921
Thang đo biến “Khả năng tiếp cận”
TCN1 11.62 4.905 .780 .613 .863
TCN2 11.66 4.897 .752 .576 .874 .896
TCN3 11.64 5.003 .775 .615 .865
TCN4 11.62 5.097 .774 .613 .865
Thang đo biến “Sự hài lòng”
HL1 7.24 1.903 .496 .255 .526
.659
HL2 7.64 2.042 .418 .175 .631
HL3 7.33 1.944 .496 .255 .527
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Kết quả kiểm định thang đo cho thấy hệ số tương quan biến tổng của tất cả các biến quan sát với nhân tố mà các biến đó biểu diễn đều lớn hơn 0.3, thấp nhất là thang đo “Sự hài lòng” có hệ số tương quan biến tổng bằng 0.659. Hệ số Cronbach's Alpha tổng của các nhân tố đều lớn hơn 0.6, trong đó nhân tố có hệ số Cronbach's Alpha tổng thấp nhất là nhân tố “Sự hài lòng” là 0.659. Crobank's Alpha nếu loại biến của tất cả các biến quan sát của từng nhân tố đều nhỏ hơn Crobach's Alpha tổng. Như vậy không có biến quan sát nào bị loại bỏ và thang đo là phù hợp, có độ tin cậy cho phân tích EFA tiếp theo.
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
3.3.1.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Sau kiểm định độ tin cậy của thang đo với hệ số Crobach's Alpha, các thang đo là phù hợp cho phân tích nhân tố khám phá EFA. Phân tích nhân tố khám phá EFA là bước tiếp theo thực hiện trong việc phân tích nhân tố để đưa ra nhận định về tính hội tụ của các nhân tố và số lượng các nhân tố được đưa ra từ dữ liệu khảo sát.
Phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis): Là một phương pháp phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát phụ thuộc lẫn nhau thành một tập biến (gọi là các nhân tố) ít hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu (Hair & ctg, 1998). Phân tích nhân tố khám phá được thực hiện thông qua 3 tiêu chuẩn áp dụng và chọn biến như sau:
Hệ số KMO (Kaiser - Meyer - Olkin) dùng để đánh giá sự phù hợp của nhân tố khám phá EFA. Theo Hair & ctg (1998) thì nhân tố khám phá EFA được gọi là phù hợp khi 0,5 ≤ KMO ≤ 1, còn nếu KMO < 0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng không phù hợp với dữ liệu.
Kiểm định Barlett’s xem xét giả thiết mức độ tương quan giữa các biến quan sát bằng 0 trong tổng thể thông qua hệ số Sig. Nếu như hệ số Sig < 0,05 thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể tức kiểm định có ý nghĩa thống kê.
Tiêu chuẩn tổng phương sai trích (Variance explained criteria) phải lớn hơn 50%.
Số lượng nhân tố được xác định dựa trên hệ số Eigenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố. Theo tiêu chuẩn của Kaiser (1960) thì những nhân tố nào mà có hệ số Eigenvalue < 1 thì sẽ bị loại ra khỏi mô hình.
Hệ số tải nhân tố (Factor Loading) biểu thị sự tương quan giữa các biến với các nhân tố, dùng để đánh giá mức ý nghĩa của phân tích nhân tố khám phá EFA.
Theo Hair & ctg (1998) thì hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,3 được xem là đạt mức tối thiểu, hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,4 được xem là quan trọng, hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn.
Từ 06 nhân tố trong mô hình nghiên cứu đề xuất, việc phân tích nhân tố sẽ đưa ra các nhân tố mới và kết quả nếu đảm bảo được các tiêu chuẩn phân tích, sẽ là căn cứ để tiến hành phân tích hồi quy, nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố tới sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA được phản ánh dưới bảng sau:
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
Bảng 3.17. Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Item 1 2 3 4 5 6
PTHH7 .838
PTHH2 .838
PTHH5 .798
PTHH4 .748
PTHH1 .738
PTHH6 .685
PTHH3 .681
DU2 .869
DU6 .860
DU3 .831
DU1 .758
DU5 .731
DU4 .691
PV5 .827
PV2 .820
PV3 .814
PV1 .792
PV4 .704
DC2 .824
DC1 .802
DC3 .787
DC4 .711
DC5 .589
TC3 .774
TC2 .757
TC5 .692
TC1 .691
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
TC4 .671
TCN3 .783
TCN1 .757
TCN2 .751
TCN4 .701
KMO =0.936,
Bartlett's Test, Chi-Square: 19.543,479; Sig: 0.000 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Theo kết quả phân tích thể hiện ở bảng trên cho thấy:
Kết quả kiểm định Bartlett’s cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Sig = 0.000 < 0.05) đồng thời hệ số KMO = 0.936 chứng tỏ kết quả phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là đảm bảo độ tin cậy.
Kết quả phân tích cho thấy hệ số Eigenvalues tổng của nhân tố thứ sáu bằng 1.523>1, khẳng định có 06 nhân tố được rút ra từ phân tích; hệ số tổng phương sai trích của 06 nhân tố bằng 74.788 thể hiện sự biến thiên của các nhân tố được đưa ra từ phân tích có thể giải thích được 74.788% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu. Giá trị phương sai trích lớn hơn 50%, do đó cũng đảm bảo được yêu cầu phân tích.
Kết quả phân tích bảng ma trân xoay cho thấy các biến quan sát được hội tụ ở 6 nhân tố, và các biến quan sát trên đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 đảm bảo tiêu chuẩn, không có biến quan sát nào có hệ số nằm ở hai nhóm có sự chêch lệch
<0.3. Do đó không phải loại bỏ biến quan sát nào trong phân tích.
Như vậy kết quả phân tích nhân tố khám phá với các biến quan sát khảo sát sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử ở cá NHTM Việt Nam cho kết quả tốt, các nhân tố có độ tin cậy cao, các biến quan sát có sự hội tụ ở 06 nhân tố, các nhân tố đảm bảo được khả năng đại diện cho dữ liệu khảo sát ban đầu (Phụ lục 3).
3.3.1.3. Phân tích hồi quy
Sau khi tiến hành phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA cho kết quả các biến quan sát đánh giá sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử ở NHTM Việt Nam có sự tin cậy cao, các biến quan sát có sự hội tụ ở 06 nhân tố, các nhân tố đảm bảo được khả năng đại diện cho dữ liệu khảo sát ban đầu. Tiếp theo tiến hành kiểm định sự tác động của
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
các biến trong mô hình nghiên cứu với sự tác động của 6 yếu tố cấu thành chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử đến sự hài lòng của khách hàng được thực hiện bằng phương pháp phân tích hồi quy tuyến tính.
Phân tích hồi quy chúng ta quan tâm tới những giá trị như sau: Adjusted R Square theo lý thuyết >50% thì mới đảm bảo độ tin cậy, mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu; Sig trong phân tích ANOVA<0.05; VIF theo lý thuyết <2 tuy nhiên một số nghiên cứu cho là VIF<10 thì giữa các biến không có hiện tượng đa cộng tuyến; Sig trong bảng hệ số hồi quy <0.05 thì các biến độc lập có sự tác động tới biến phụ thuộc.
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
Kết quả phân tích hồi quy của nghiên cứu được phản ánh dưới bảng sau:
Bảng 3.18. Kết quả phân tích hồi quy
Model R R Square Adjusted
R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .928a 0.861 0.859 .2437 1.875
ANOVA
Sum of Squares df Mean
Square F Sig.
Regression 240.018 6 40.003 673.758 .000b
Residual 38.830 654 .059
Total 278.848 660
Hệ số hồi quy Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. VIF
B Beta
(Constant) -.200 -3.181 .002
TC .270 .310 15.501 .000 1.882
DU .227 .254 12.245 .000 2.022
PV .202 .249 14.090 .000 1.470
DC .079 .091 4.656 .000 1.775
PTHH .091 .105 5.180 .000 1.938
TCN .175 .203 10.305 .000 1.824
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả) Kết quả phân tích hồi quy ở bảng trên cho thấy:
Hệ số Adjusted R Square = 0.859, điều này thể hiện được sự biến thiên của các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 85.9% >50% kết quả đánh giá về sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử. Điều này cho thấy
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
mô hình dữ liệu nghiên cứu đảm bảo độ tin cậy, phù hợp của mô hình với dữ liệu nghiên cứu.
Hệ số Durbin - Watson = 1.875, gần với giá trị 2 thể hiện phần dư các biến độc lập không có sự tự tương quan với nhau.
Hệ số F = 673.758, Sig = 0.000 <0.05 trong kiểm định ANOVA cho thấy độ tin cậy trong kết quả phân tích hồi quy là đảm bảo với sai số thấp.
Tiếp theo nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta thấy Hệ số Sig của các nhân tố trong bảng hệ số hồi quy cũng đều có giá trị Sig =0.000 <0.05, điều này khẳng định các nhân tố đều ảnh hưởng tới biến phụ thuộc là sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử.
Hệ số VIF của các nhân tố đều đạt giá trị nhỏ hơn 2, do đó không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Như vậy các kết quả kiểm định đối với mô hình hồi quy đều đạt kết quả tốt, điều này cho thấy, việc xây dựng hàm hồi quy biểu diễn sự ảnh hưởng của các biến độc lập với biến phụ thuộc trong mô hình có độ tin cậy cao.
Theo như bảng phân tích trên về hệ số hồi quy gồm có hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá Beta và hệ số hồi quy đã chuẩn hoá Beta. Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá được sử dụng để viết phương trình hồi quy của nghiên cứu, còn hệ số hồi quy đã chuẩn hoá để đánh giá mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc của nghiên cứu.
Kết quả phân tích cho thấy các 6 nhân tố cảm nhận của chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử của mô hình nghiên cứu (Sự tin cậy; sự đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự đồng cảm, Phương tiện hữu hình, Khả năng tiếp cận) có tác động tới sự hài lòng của khách hàng tới chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử trong đó nhân tố “Sự tin cậy” có tác động mạnh nhất với hệ số Beta chuẩn hoá là 0.310, tiếp theo là nhân tố “Sự đáp ứng” với hệ số là 0.254, tiếp theo là nhân tố ‘Năng lực phục vụ” với hệ số 0.249, tiếp theo là nhân tố “Khả năng tiếp cận” với hệ số 0.0.203, tiếp là nhân tố
“Phương tiện hữu hình” với hệ số 0.105 và nhân tố ảnh hưởng thấp nhất là “Sự đồng cảm” với hệ số 0.091.
Dựa trên kết quả phân tích với hệ số của các biến là hệ số Beta chưa chuẩn hoá, nên phương trình hồi quy được xây dựng:
HL = -0.200 + 0.270 *TC + 0.227 *DU + 0.202*PV + 0.079 *DC + 0.91*PTHH + 0.175*TCN
Với các kết quả phân tích trên đây, các giả thuyết ban đầu được đưa ra trong nghiên cứu đã đều được chứng minh là có ý nghĩa thống kê và được chấp nhận.
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
Bảng 3.19. Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Hệ số Kết luận
H1
Yếu tố “Sự tin cậy” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt Nam.
.310 Được chấp nhận
H2 Yếu tố “Sự đáp ứng” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt Nam.
.254 Được chấp nhận
H3
Yếu tố “Sự đồng cảm” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt Nam.
.091 Được chấp nhận
H4
Yếu tố “Năng lực phục vụ” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt Nam.
.249 Được chấp nhận
H5
Yếu tố “Khả năng tiếp cận” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt Nam.
.179 Được chấp nhận
H6
Yếu tố “Phương tiện hữu hình” có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử tại các NHTM ở Việt
0.10 5
Được chấp nhận (Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Kết quả trên cho thấy, mô hình nghiên cứu đề xuất, các giả thuyết của mô hình nghiên cứu đều được chấp nhận. Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra rằng các nhân tố cấu thành của chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử (Sự tin cậy, Sự đáp ứng, Sự đồng cảm, Năng lực phục vụ, Khả năng tiếp cận, Phương tiện hữu hình) có ảnh hưởng tích cực, đáng kể tới sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử của các NHTM ở Việt Nam. Nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử là nhân tố “Sự tin cậy”, tiếp theo nữa là nhân tố “Sự đáp ứng” và nhân tố ảnh hưởng thấp nhất tới sự hài lòng của khách hàng là nhân tố ‘Sự đồng cảm”. Rõ ràng có thể thấy rằng chất lượng dịch vụ ngân hàng nói chung, dịch vụ ngân hàng nói riêng ngày càng được cải thiện. Yếu tố chất lượng dịch vụ quyết định tới số lượng giao dịch, giá trị giao dịch ngân hàng điện tử của ngân hàng gia tăng từ đó tăng thu nhập cho các NHTM Việt Nam. Khi khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử họ cảm thấy hài lòng về chất lượng dịch vụ điện tử mà ngân hàng cung cấp thì họ sẽ trung thành sử dụng dịch vụ của ngân
Luận văn thạc sĩ Kinh tế
hàng, số lượng và giá trị giao dịch thanh toán sẽ ngày càng tăng, từ đó dịch vụ ngân hàng điện tử ngày càng phát triển, tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng.
3.3.1.4. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử theo biến kiểm soát
Để kiểm định sự phân biệt sự hài lòng chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử ở các NHTM Việt theo đặc điểm nhân khẩu (giới tính, độ tuổi, học vấn, thu nhập) của đối tượng khảo sát là khách hàng đang sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử, nghiên cứu thực hiện kiểm định Levene, kiểm định ANOVA. Để kiểm định sự khác biệt này các yếu tố (giới tính, độ tuổi, học vấn, thu nhập) đưa thành 2 nhóm và gắn cho giá trị 0; 1.
Kết quả kiểm định cụ thể như sau:
(1) Theo giới tính
Bảng 3.20. Kết quả kiểm định mối quan hệ giữa nhân tố giới tính tới sự hài lòng chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử
Giới tính Số mẫu Trung
bình
Độ lệch chuẩn
Trung bình sai lệch chuẩn
Nữ 210 3.742 .6440 .0323
Nam 451 3.648 .6561 .0404
Kiểm định Levene Kiểm định t
F Sig. t Sig. (2-tailed)
Phương sai bằng nhau .019 .889 1.826 .068
Phương sai khác nhau 1.819 .069
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phân tích dữ liệu sơ cấp bằng phần mềm SPSS) Kết quả kiểm định Levene, giá trị Sig= 0.889 >0.05, phương sai của các nhóm đối tượng giới tính là như nhau, vì thế kết quả tại dòng thứ nhất của bảng thống kê Independent Samples Test được sử dụng, giá trị Sig trong bảng này, bằng 0.068>0.05, vì thế giả thuyết rằng giữa các nhóm đối tượng giới tính có sự khác nhau về sự hài lòng chất lượng dịch vụ ngân hàng điện tử là chưa có cơ sở để kết luận, tuy nhiên, xét tới điểm trung bình của hai nhóm giới tính (nam, nữ), nhóm nữ thì sự hài lòng cao hơn so với nhóm nữ.
(2) Theo độ tuổi
Luận văn thạc sĩ Kinh tế