Thang đo Lòng trung thành hệ số Cronbach‟s lpha đạt 0.903 và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất đạt 0.700. Các biến của thang đo này tiếp tục được dùng cho phân tích nhân tố khám phá là LTT1, LTT2, LTT3, LTT4, LTT5 và không có biến quan sát nào bị loại.
4.4 ết quả phân tích nhân tố khám phá 4.4.1 Giai đoạn 1
Kết quả phân tích nhân tố khám phá có 5 thành phần độc lập gồm: Nhân viên;
Ti n ích; Tin c y; Thông tin; Dịch vụ quầ sau khi loại biến cho kết quả như sau: Tổng biến thiên của mẫu (Total variances explained) được giải thích của mô hình thỏa mãn điều kiện theo Gerbing & Anderson (1998); Tổng phương sai có khả năng giải thích được của mô hình đạt 61,406 tổng biến thiên của mẫu khảo sát. Nói cách khác, khả năng giải thích của mô hình khi ứng dụng thực tế, có khả năng giải thích được 62 giá trị thực tế. Cả năm nhân tố đều thỏa điều kiện chỉ số Eigenvalue đạt trên 1 (Gerbing & Anderson, 1988) nhằm hình thành các nhân tố có ý nghĩa thống kê. Kiểm định Barlett về sự thích hợp của phân tích nhân tố khám phá đối với năm nhân tố trên. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy, kiểm định KMO và Barlett‟s cho chỉ số KMO đạt 0.908 và giá trị kiểm định mức ý nghĩa Sig đạt 0 , những chỉ số trên hoàn toàn thỏa điều kiện để mô hình phân tích nhân tố khám phá đạt sự thích hợp cao trong phân tích ( ).
47 Bảng 4.7: Ma trận cấu trúc Nhân tố 1 2 3 4 5 NV7 .798 NV2 .794 NV3 .792 NV4 .789 NV1 .777 NV6 .716 NV5 .715 TT3 .835 TT4 .814 TT5 .793 TT1 .787 TT2 .742 TT6 .729 TI5 .830 TI2 .789 TI4 .776 TI1 .750 TI6 .738 TI3 .729 TC2 .829 TC1 .761 TC3 .747 TC4 .729 DV1 .851 DV2 .822
(Nguồn: Khảo sát của nghóm nghiên cứu)
Các hệ số tải nhân tố (Factor loading) của năm nhân tố được hình thành đều cho giá trị tối thiểu đạt trên 0.3, thỏa mãn điều kiện để nghiên cứu đạt ý nghĩa thực ti n (Hair & ctg, 1998). Đồng thời, khác biệt hệ số tải giữa các nhân tố đạt tối thiểu 0.3, thỏa mãn điều kiện để m i biến quan sát tồn tại trong mô hình tập trung giải thích cho một nhân tố duy nhất (Jabnoun l-Tamimi, 2003). Với những chỉ số trên, có thể kết luận, mô hình phân tích nhân tố hoàn toàn có ý nghĩa thực ti n, khả năng giải thích cho thực tế cao và hình thành 5 nhân tố có ý nghĩa gồm:
- Nhân tố F1 – Nhân viên gồm 7 biến quan sát: NV1, NV2, NV3, NV4, NV5, NV6, NV7.
48
- Nhân tố F2 – Thông tin gồm 6 biến quan sát: TT1, TT2, TT3, TT4, TT5, TT6.
- Nhân tố F3 – Ti n ích gồm 6 biến quan sát: TI1, TI2, TI3, TI4, TI5, TI6. - Nhân tố F4 – Tin c gồm 4 biến quan sát: TC1, TC2, TC3, TC4.
- Nhân tố F5 – Dịch vụ quầ gồm 2 biến quan sát: DV1, DV2.
So với k vọng lý thuyết ban đầu về cơ bản kết quả phân tích nhân tố khám phá trong giai đoạn 1 đã đáp ứng được các khái niệm ban đầu đưa ra đã phản ánh đúng dữ liệu và hoàn toàn phù hợp dùng cho phân tích tiếp theo.
4.4.2 ết quả phân tích nhân tố giai đoạn 2
Phân tích EFA cho Chất lượng dịch vụ
Bảng 4.8: Kết quả phân tích nhân tố Chất lượng dịch vụ
hất lƣ ng dich vụ Nhân tố 1 CLDV1 0.741 CLDV2 0.840 CLDV3 0.867 Eigenvalue 2.330 Phƣơng sai trích (%) 66.898%
KMO và Barlett's test 0.722
Sig. 0.000
Cronbach's Alpha 0.855
(Nguồn: Khảo sát của nghóm nghiên cứu)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy, chỉ số Eigenvalue được hình thành cho nhân tố Chất lượng dịch vụ đạt 2.330, chỉ số tổng phương sai trích (Total variance explained) đạt 66,898 (vượt 50 ), kiểm định KMO và Barlett đạt 0.722 với mức ý nghĩa đạt được là 0 . Các hệ số tải nhân tố (Factor loading) tối thiểu đạt 0.741 (Kaiser, 1974). Tất cả các chỉ số trên đều thỏa điều kiện để mô hình phân tích nhân tố khám phá đạt ý nghĩa thống kê, đạt tính ứng dụng thực ti n cao trong quá trình phân tích. Kết quả phân tích cho thấy những k vọng ban đầu của nhóm tác giả đều đạt yêu cầu, vì vậy, hệ số Cronbach‟s lpha đạt 0.855 như kiểm định ban đầu, điều này cho thấy, thang đo Chất lượng dịch vụ khá tốt để đo lường nhân tố này.
49
4.4.3 ết quả phân tích nhân tố giai đoạn 3
Phân tích EFA cho S hài lòng
Bảng 4.9: Kết quả phân tích nhân tố Sự hài lòng
Sự hài lòng Nhân tố 1 SHL1 0.797 SHL2 0.843 SHL3 0.882 SHL4 0.853 SHL5 0.788 Eigenvalue 3.775 Phƣơng sai trích (%) 69.471%
KMO và Barlett's test 0.851
Sig. 0.000
Cronbach's Alpha 0.919
(Nguồn: Khảo sát của nghóm nghiên cứu) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy, chỉ số Eigenvalue được hình thành cho nhân tố S hài lòng đạt 3.775, chỉ số tổng phương sai trích (Total variance explained) đạt 69,471 (vượt 50 ), kiểm định KMO và Barlett đạt 0.851 với mức ý nghĩa đạt được là 0 . Các hệ số tải nhân tố (Factor loading) tối thiểu đạt 0.788 (Kaiser, 1974). Tất cả các chỉ số trên đều thỏa điều kiện để mô hình phân tích nhân tố khám phá đạt ý nghĩa thống kê, đạt tính ứng dụng thực ti n cao trong quá trình phân tích. Kết quả phân tích cho thấy những k vọng ban đầu của nhóm tác giả đều đạt yêu cầu, vì vậy, hệ số Cronbach‟s lpha đạt 0.919 như kiểm định ban đầu, điều này cho thấy, thang đo S hài lòng khá tốt để đo lường nhân tố này.
4.4.4 ết quả phân tích nhân tố giai đoạn 4
50
Bảng 4.10: Kết quả phân tích nhân tố Rào cản chuyển đổi
Rào cản chuyển đổi
Nhân tố 1 RC1 0.790 RC2 0.750 RC3 0.763 RC4 0.816 RC5 0.750 RC6 0.763 Eigenvalue 3.958 Phƣơng sai trích (%) 59.21%
KMO và Barlett's test 0.888
Sig. 0.000
Cronbach's Alpha 0.897
(Nguồn: Khảo sát của nghóm nghiên cứu)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy, chỉ số Eigenvalue được hình thành cho nhân tố Rào cản chu n đổi đạt 3.958, chỉ số tổng phương sai trích (Total variance explained) đạt 59,21 (vượt 50 ), kiểm định KMO và Barlett đạt 0.889 với mức ý nghĩa đạt được là 0 . Các hệ số tải nhân tố (Factor loading) tối thiểu 0.750 (Kaiser, 1974). Tất cả các chỉ số trên đều thỏa điều kiện để mô hình phân tích nhân tố khám phá đạt ý nghĩa thống kê, đạt tính ứng dụng thực ti n cao trong quá trình phân tích. Kết quả phân tích cho thấy những k vọng ban đầu của nhóm tác giả đều đạt yêu cầu, vì vậy, hệ số Cronbach‟s lpha đạt 0.897 như kiểm định ban đầu, điều này cho thấy, thang đo Rào cản chu n đổi khá tốt để đo lường nhân tố này.
4.4.5 ết quả phân tích nhân tố giai đoạn 5
51
Bảng 4.11: ết quả phân tích nhân tố Lòng trung thành Lòng trung thành Nhân tố 1 LTT1 0.740 LTT2 0.820 LTT3 0.792 LTT4 0.831 LTT5 0.854 Eigenvalue 3.609 Phƣơng sai trích (%) 65.350%
KMO và Barlett's test 0.849
Sig. 0.000
Cronbach's Alpha 0.903
(Nguồn: Khảo sát của nghóm nghiên cứu)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy, chỉ số Eigenvalue được hình thành cho nhân tố Lòng trung thành đạt 3.609, chỉ số tổng phương sai trích (Total variance explained) đạt 65,35 (vượt 50 ), kiểm định KMO và Barlett đạt 0.849 với mức ý nghĩa đạt được là 0 . Các hệ số tải nhân tố (Factor loading) tối thiểu đạt 0.740 (Kaiser, 1974). Tất cả các chỉ số trên đều thỏa điều kiện để mô hình phân tích nhân tố khám phá đạt ý nghĩa thống kê, đạt tính ứng dụng thực ti n cao trong quá trình phân tích. Kết quả phân tích cho thấy những k vọng ban đầu của nhóm tác giả đều đạt yêu cầu, vì vậy, hệ số Cronbach‟s lpha đạt 0.903 như kiểm định ban đầu, điều này cho thấy, thang đo Lòng trung thành khá tốt để đo lường nhân tố này.
4.5 ết quả phân tích nhân tố khẳng định
Kết quả phân tích khám phá ở trên đã cho nhóm nghiên cứu 5 nhân tố của mô hình bao gồm: Nhân tố Nhân viên gồm 7 biến quan sát là : NV1, NV2, NV3, NV4, NV5, NV6, NV7; Nhân tố Thông tin gồm 6 biến quan sát là: TT1, TT2, TT3, TT4, TT5, TT6; Nhân tố Ti n ích gồm 6 biến quan sát là: TI1, TI2, TI3, TI4, TI5, TI6; Nhân tố Tin c gồm 4 biến quan sát TC1, TC2, TC3, TC4; Nhân tố Dịch vụ gồm 2 biến quan sát DV1, DV2. Các nhân tố này sẽ được phân tích nhân tố khẳng định đồng thời. Phương pháp Phân tích nhân tố khẳng định (CF )
52
được nhóm tác giả sử dụng đánh giá đồng thời trong một mô hình CF cho các khái niệm nghiên cứu trên. Các chỉ tiêu đánh giá gồm (1) Tính đơn hướng (unidimensionality), (2) Giá trị hội tụ (convergent validity), (3) Giá trị phân biệt (discriminant validity), (4) độ tin cậy tổng hợp (composite reliability) và (5) Phương sai trích (Variance extracted).
(Nguồn: Khảo sát của nhóm nghiên cứu)
Hình 4.1: Sơ đồ phân tích nhân tố khẳng định
Kết quả CF cho thấy, mô hình đạt được độ tương thích với dữ liệu thị trường tương đối cao với các chỉ số như: Chi-square = 2368.783, bậc tự do df = 866, GFI = 0.817, TLI = 0.891 và CFI = 0.900 (Kettinger, 1995). Như vậy, theo Kettinger các chỉ số trên cho thấy, dữ liệu khảo sát khá phù hợp với dữ liệu thị trường trong trường hợp nghiên cứu. Đồng thời, chỉ số Chi-square hiệu chỉnh
53
(Chi-square/df) đạt 2.735 (theo Kettinger & Lee, 1995) kết hợp với RMES = 0.059 (Steiger, 1990) cho thấy dữ liệu phù hợp với trường hợp nghiên cứu.
Bảng 4.12: Bảng trọng số các nhân tố chu n hóa
Ước lượng NV4 <--- Nhân viên 0.800 NV3 <--- Nhân viên 0.818 NV2 <--- Nhân viên 0.777 NV1 <--- Nhân viên 0.765 TT5 <--- Thông tin 0.786 TT4 <--- Thông tin 0.810 TT3 <--- Thông tin 0.828 TT2 <--- Thông tin 0.748 TT1 <--- Thông tin 0.790 TI5 <--- Tiện ích 0.833 TI4 <--- Tiện ích 0.777 TI3 <--- Tiện ích 0.728 TI2 <--- Tiện ích 0.786 TI1 <--- Tiện ích 0.737 TC2 <--- Tin cậy 0.805 TC1 <--- Tin cậy 0.768 DV2 <--- Dịch vụ quầy 0.872 DV1 <--- Dịch vụ quầy 0.814 LTT1 <--- Lòng trung thành 0.751 LTT2 <--- Lòng trung thành 0.812 LTT3 <--- Lòng trung thành 0.795 LTT4 <--- Lòng trung thành 0.836 LTT5 <--- Lòng trung thành 0.848 SHL1 <--- Sự hài lòng 0.804 SHL2 <--- Sự hài lòng 0.853 SHL3 <--- Sự hài lòng 0.876 SHL4 <--- Sự hài lòng 0.845 SHL5 <--- Sự hài lòng 0.790 CLDV3 <--- Chất lượng dịch vụ 0.837 CLDV2 <--- Chất lượng dịch vụ 0.832 CLDV1 <--- Chất lượng dịch vụ 0.784 RC6 <--- Rào cản chuyển đổi 0.767 RC5 <--- Rào cản chuyển đổi 0.746 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
54
RC4 RC3
<--- <---
Rào cản chuyển đổi Rào cản chuyển đổi
0.805 0.750 RC2 <--- Rào cản chuyển đổi 0.760 RC1 <--- Rào cản chuyển đổi 0.789 TC3 <--- Tin cậy 0.749 TC4 <--- Tin cậy 0.747 TI6 <--- Tiện ích 0.748 TT6 <--- Thông tin 0.737 NV5 <--- Nhân viên 0.698 NV6 <--- Nhân viên 0.703 NV7 <--- Nhân viên 0.804
(Nguồn: Khảo sát của nhóm nghiên cứu)
Kết quả từ sơ đồ phân tích nhân tố khẳng định (CF ) được thực hiện trên phần mềm MOS và bảng trọng số CF của tất cả các biến quan sát đều lớn hơn 0.5 (nhỏ nhất là 0.698) đạt tính đơn hướng (Steenkamp Van trijp, 1991) và đạt được giá trị hội tụ của các thang đo (Gerbring nderon, 1998).
Bảng 4.13: Hệ số tương quan giữa các nhân tố
Ƣớc
lƣ ng S.E. C.R. P ẾT LUẬN
Nhân viên <--> Thông tin 0.163 0.018 9.088 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Tiện ích 0.114 0.018 6.447 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Tin cậy 0.195 0.019 10.352 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Dịch vụ quầy 0.176 0.023 7.647 0.000 khác biệt
Thông tin <--> Tiện ích 0.095 0.017 5.520 0.000 khác biệt
Thông tin <--> Tin cậy 0.183 0.018 9.944 0.000 khác biệt
Thông tin <--> Dịch vụ quầy 0.221 0.024 9.100 0.000 khác biệt
Tiện ích <--> Tin cậy 0.094 0.017 5.559 0.000 khác biệt
Tiện ích <--> Dịch vụ quầy 0.058 0.023 2.538 0.011 khác biệt
Tin cậy <--> Dịch vụ quầy 0.217 0.024 9.138 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Sự hài lòng 0.141 0.018 7.932 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Chất lượng dịch vụ 0.181 0.018 9.842 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Lòng trung thành 0.139 0.015 8.999 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Rào cản chuyển đổi 0.107 0.017 6.410 0.000 khác biệt
Nhân viên <--> Chất lượng dịch vụ 0.196 0.019 10.313 0.000 khác biệt
Thông tin <--> Lòng trung thành 0.141 0.016 9.077 0.000 khác biệt
Thông tin <--> Sự hài lòng 0.146 0.018 8.153 0.000 khác biệt
55
Tiện ích <--> Chất lượng dịch vụ 0.117 0.018 6.602 0.000 khác biệt (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tiện ích <--> Rào cản chuyển đổi 0.063 0.017 3.651 0.000 khác biệt
Tiện ích <--> Sự hài lòng 0.081 0.018 4.561 0.000 khác biệt
Tiện ích <--> Lòng trung thành 0.073 0.014 5.018 0.000 Có khác biệt
Lòng trung thành <--> Rào cản chuyển đổi 0.123 0.015 7.983 0.000 khác biệt
Lòng trung thành <--> Chất lượng dịch vụ 0.168 0.016 10.195 0.000 khác biệt
Sự hài lòng <--> Chất lượng dịch vụ 0.135 0.017 7.722 0.000 khác biệt Lòng trung thành <--> Sự hài lòng 0.193 0.018 10.518 0.000 khác biệt
Tin cậy <--> Rào cản chuyển đổi 0.120 0.017 7.159 0.000 khác biệt
Tin cậy <--> Lòng trung thành 0.151 0.016 9.635 0.000 khác biệt
Tin cậy <--> Chất lượng dịch vụ 0.187 0.018 10.248 0.000 khác biệt
Tin cậy <--> Sự hài lòng 0.149 0.018 8.427 0.000 khác biệt
Dịch vụ quầy <--> Rào cản chuyển đổi 0.182 0.024 7.557 0.000 khác biệt
Dịch vụ quầy <--> Lòng trung thành 0.167 0.020 8.245 0.000 khác biệt
Dịch vụ quầy <--> Chất lượng dịch vụ 0.240 0.025 9.733 0.000 khác biệt
Dịch vụ quầy <--> Sự hài lòng 0.206 0.025 8.330 0.000 khác biệt
Chất lượng dịch vụ <--> Rào cản chuyển đổi 0.124 0.017 7.240 0.000 khác biệt Sự hài lòng <--> Rào cản chuyển đổi 0.119 0.018 6.716 0.000 khác biệt
(Nguồn: Khảo sát của nhóm nghiên cứu)
Kiểm định hệ số tương quan giữa các khái niệm (các nhân tố) cho thấy, tất cả các hệ số tương quan của các khái niệm (các nhân tố) đều nhỏ hơn 1 có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, các khái niệm trên đều đạt được giá trị phân biệt ( Steenkamp & Vantrijp, 1991).
Bảng 4.14: Bảng tính hệ số tin cậy tổng hợp, tổng phương sai trích,
Cronbach‟s lpha của các nhân tố
Lamda Lamda^2 1-Lamda^2 Tên chỉ tiêu Giá trị luận ết
N ân tố N ân viên
NV1 <--- Nhân viên 0.765 0.585 0.415 Bình phương tổng Lamda 28.783 NV2 <--- Nhân viên 0.777 0.604 0.396 Hệ số tin cậy tổng
hợp (Pc) 0.909 Đạt NV3 <--- Nhân viên 0.800 0.640 0.360 Tổng phương sai
trích (Pvc) 0.589 Đạt
NV4 <--- Nhân viên 0.818 0.669 0.331 Cronbach's Alpha 0.909 Đạt
NV5 <--- Nhân viên 0.698 0.487 0.513 NV6 <--- Nhân viên 0.703 0.494 0.506 NV7 <--- Nhân viên 0.804 0.646 0.354
Tổng 5.365 4.126 2.874
N ân tố T ông tin
TT1 <--- Thông tin 0.748 0.560 0.440 Bình phương tổng
56 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
TT2 <--- Thông tin 0.786 0.618 0.382 Hệ số tin cậy tổng
hợp (Pc) 0.905 Đạt TT3 <--- Thông tin 0.790 0.624 0.376 Tổng phương sai
trích (Pvc) 0.614 Đạt
TT4 <--- Thông tin 0.810 0.656 0.344 Cronbach's Alpha 0.904 Đạt
TT5 <--- Thông tin 0.828 0.686 0.314 TT6 <--- Thông tin 0.737 0.543 0.457
Tổng 4.699 3.686 2.314
N ân tố Tiện í
TI1 <--- Tiện ích 0.728 0.530 0.470 Bình phương tổng
Lamda 21.243 Đạt
TI2 <--- Tiện ích 0.737 0.543 0.457 Hệ số tin cậy tổng