Chương 4: GIỚI THIỆU NGÂN HÀNG TMCP Á CHÂU VÀ PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Phân tích kết quả nghiên cứu
4.2.3. Kiểm định mô hình và các giả thuyết nghiên cứu
4.2.3.2. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tính bội bằng phương pháp đồng thời Enter nhằm kiểm định các giả thuyết. Kết quả của phân tích hồi quy xem chi tiết phụ lục 7:
Trước hết kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư cho thấy: độ lệch chuẩn 0.985 xấp xỉ bằng 1 (hình 4.1), do vậy giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Dựa vào hình vẽ P-P plot (hình 4.2) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Nguồn: Kết quả phân tích mẫu (n=202) Hình 4.1. Biểu đồ phân phối chuẩn phần dư
Nguồn: Kết quả phân tích mẫu (n=202) Hình 4.2. Biểu đồ P-P Plot
Bảng 4.13. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Nguồn:Kết quả phân tích mẫu (n=202) Hệ số xác định R2 được sử dụng để đánh giá độ phù hợp của mô hình nghiên cứu. Kết quả của phân tích hồi quy bội, cho thấy các biến độc lập có thể giải thích được 60.6% biến động trong giá trị của biến số phụ thuộc (sự hài lòng của khách hàng) trong mô hình nghiên cứu. Kết quả cũng cho thấy R2 hiệu chỉnh khá ngang bằng với R-bình phương
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, nó cho biết mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trị F = 50.0 và mức ý nghĩa Sig
= .000 < 0.05. Cho thấy, mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp.
Bảng 4.14. Kiểm định độ phù hợp của mô hình ANOVAa
Mô hình Tổng bình
phương df Trung bình của bình
phương
F Sig.
Hồi quy 44.923 6 7.487 50.009 .000b
Phần dư 29.195 195 .150
Tổng 74.117 201
a. Biến phụ thuộc: SAS
b. Dự báo: (Hằng số), IMA, RES, EMP, REL, TAN, ESS
Nguồn: Kết quả phân tích mẫu (n=202) Trọng số hồi quy của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê, các giá trị Sig đều nhỏ hơn 0.05, cụ thể như sau: TAN (0.004), REL (0.047), RES (0.002), ESS (0.003), EMP (0.000), IMA (0.000). Về kiểm định đa cộng tuyến, chúng ta thấy các hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2 (TAN: 1.637), REL: 1.659, RES:
Mô hình R R2 R2 được hiệu
chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng
1 .779a .606 .594 .38693
1.433, ESS: 1.870, EMP: 1.233, IMA: 1.533), cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không bị vi phạm.
Bảng 4.15. Bảng tóm tắt hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn
hóa Hệ số đã chuẩn hóa
t Sig.
Đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
Hằng số -.714 .299 -2.385 .018
TAN .156 .054 .165 2.875 .004 .611 1.637
REL .121 .061 .116 1.996 .047 .603 1.659
RES .200 .063 .170 3.166 .002 .698 1.433
ESS .198 .066 .184 2.987 .003 .535 1.870
EMP .292 .059 .249 4.988 .000 .811 1.233
IMA .232 .057 .228 4.099 .000 .652 1.533
Nguồn: Kết quả phân tích mẫu (n=202) Kết quả cho thấy 6 nhân tố đại diện cho chất lượng dịch vụ đều có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng và có mức ý nghĩa thống kê từ 0.05 đến 0.01.
Nói cách khác là mô hình đã khẳng định được giả thuyết thứ nhất của đề tài.
Phương tiện hữu hình có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng. Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.165, mức ý nghĩa Sig. = 0.004 < 0.05. Như vậy, hình ảnh bề ngoài của cơ sở vật chất của ngân hàng càng đẹp thì khách hàng càng hài lòng về chất lượng dịch vụ của ngân hàng.
Sự tin cậy có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng ACB. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.116, mức ý nghĩa Sig. = 0.047 < 0.05. Như vậy, ngân hàng càng thực hiện đúng những gì đã cam kết với khách hàng, đem lại sự tin tưởng cho khách hàng thì khách hàng sẽ hài lòng với chất lượng dịch vụ do ngân hàng cung cấp.
Sự đáp ứng có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng ACB. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.170, mức ý nghĩa Sig. = 0.002< 0.05. Do vậy ngân hàng càng sẵn sàng
phục vụ khách hàng một cách nhanh chóng, kịp thời thì khách hàng càng hài lòng với chất lượng dịch vụ của ngân hàng.
Sự đảm bảo có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.184, mức ý nghĩa Sig. = 0.003< 0.05. Do vậy, nhân viên của ngân hàng càng chuyên nghiệp, có khả năng trong việc truyền cảm hứng cho sự tin tưởng và sự tự tin của tổ chức thông qua kiến thức và sự lịch sự của họ thì khách hàng càng hài lòng với dịch vụ của ngân hàng.
Sự đồng cảm có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng ACB. Với kết quả hồi quy, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.249 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000, giả thuyết trên được chấp nhận. Như vậy, khi ngân hàng và nhân viên càng thể hiện quan tâm đến khách hàng thì khách hàng càng hài lòng với chất lượng dịch vụ của ngân hàng.
Hình ảnh có tác động dương đến sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng ACB. Với kết quả hồi quy, hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.228 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000, giả thuyết trên được chấp nhận. Như vậy, khi ngân hàng càng có danh tiếng, uy tín thì khách hàng càng hài lòng với chất lượng dịch vụ của ngân hàng.
Mô hình quan hệ giữa các nhân tố đại diện cho chất lượng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng doanh nghiệp tại ACB được viết như sau:
Phương trình hồi quy cho thấy, sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ của ngân hàng ACB chịu tác động dương của 6 nhân tố: (1) phương tiện hữu hình, (2) sự tin cậy, (3) sự đáp ứng, (4) sự đảm bảo, (5) sự đồng cảm, (6) hình ảnh. Trong đó nhân tố sự đồng cảm, hình ảnh, sự đảm bảo và sự đáp ứng tác động mạnh đến sự hài lòng của khách hàng. Điều này nói lên rằng: khách hàng đánh giá chất lượng dịch vụ của ngân hàng ACB cao, họ hài lòng với chất lượng dịch vụ phụ thuộc phần
lớn vào sự thấu hiểu khách hàng của ngân hàng, vào hình ảnh của thương hiệu ACB và thái độ cũng như tính chuyên nghiệp của nhân viên ngân hàng.