6. Kết cấu của luận văn
4.3.1. Mô hình hồi quy 1: Hài lòng
Bảng 4.7: Phân tích hồi quy tuyến tính bội mô hình Hài lòng
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá Hệ số hồi quy chuẩn hoá Thống kê cộng tuyến Biến Hệ số Bêta Sai số Hệ số Bêta Kiểm định student Ý nghĩa thống kê Độ chấp nhận của biến Hệ số Phóng đại (VIF) Hệ số gốc 1.738E16 .064 .000 1.000 huuhinh .286 .064 .286 4.471 .000 1.000 1.000 thuonghieu .220 .064 .220 3.442 .001 1.000 1.000 mangluoiphucvu .313 .064 .313 4.888 .000 1.000 1.000 nangluc .020 .064 .020 .313 .755 1.000 1.000 dongcam .182 .064 .182 2.839 .005 1.000 1.000 giaca .365 .064 .365 5.703 .000 1.000 1.000 dapung .156 .064 .156 2.431 .016 1.000 1.000 1 tincay .063 .064 .063 .978 .330 1.000 1.000
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mô hình có R2 = 0,423 và R2 được điều chỉnh = 0,390. Ta nhận thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2 nên ta dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). R2 được điều chỉnh = 0,390 nói lên độ thích hợp của mô hình là 39% hay nói cách khác 39% sự biến thiên của biến “Hài lòng” được giải thích bởi trong mô hình.
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có mức ý nghĩa (sig.)= .000a, điều này chứng tỏ rằng mô hình hồi qui xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc “Hài lòng”.
Kết quả hồi quy cho thấy, có 6 nhân tố quan trọng tác động tới sự hài lòng của khách hàng đó là Phương tiện hữu hình, Thương hiệu, Mạng lưới phục vụ, Đồng cảm, Gía cả hợp lý, Đáp ứng có quan hệ tuyến tính với hài lòng của khách hàng (Sig < 0,05). Vì vậy 6 nhân tố này sẽ giữ lại trong mô hình hồi quy, còn các nhân tố năng lực phục vụ và tin cậy bị loại khỏi mô hình do không có ý nghĩa về mặt thống kê. Vậy giả thuyết H1, H3 bị bác bỏ.
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số không đổi:
“Vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa mà mô hình hồi quy tuyến tính cho ra. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì ta sẽ không nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên” (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Từ biểu đồ của phần dư chuẩn hóa và giá trị phần dư tiên đoán cho thấy, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong 1 vùng xung quanh của tung độ 0 mà không tạo thành một hình dạng nào cả như trong hình vẽ, như vậy ta sẽ không nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dư, do vậy giả định tuyến tính của mô hình hồi qui và phương sai bằng nhau được thỏa mãn
Hình 4.1: Giả định liên hệ tuyến tính (Nguồn: Tính toán từ dữ liệu điều tra) - Kiểm tra về phân phối chuẩn của phần dư
Từ biểu đồ phân phối của phần dư cho thấy giá trị trung bình của phần dư bằng không và biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa gần tuân theo phân phối chuẩn. Điều này cho phép kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của mô hình hồi qui không bị vi phạm
Hình 4.2: Tần số của phần dư chuẩn hóa (Nguồn: Tính toán từ dữ liệu điều tra)
- Kiểm định về tính độc lập của sai số trong mô hình
Từ Giá trị Durbin – Watson cho thấy D = 1.433, giá trị D nằm trong miền chấp nhận suy ra tương quan giữa các phần dư rất nhỏ r = 0,2835 (d ≈ 2 (1r).cho thấy mô hình không có tự tương quan giữa các phần dư.
Model Summaryb Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .650a .423 .390 .78101113 1.433
a. Predictors: (Constant), tincay, dapung, giaca, dongcam, nangluc, mangluoiphucvu, thuonghieu, huuhinh
b. Dependent Variable: hlong
- Kiểm định sự đa cộng tuyến
Từ chỉ số VIF cho thấy các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2005)
Trong nghiên cứu này tác giả không tiến hành kiểm tra giả định về hiện tượng tự tương quan giữa các nhiễu vì dữ liệu nghiên cứu này là dữ liệu khảo sát (dữ liệu chéo điều tra tại một thời điểm) nên hiện tượng tự tương quan giữa các nhiễu thường không xuất hiện. Như vậy, qua kiểm tra các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính với kết quả là các giả định đều không bị vi phạm. Do đó, các kết quả của mô hình hồi quy là đáng tin cậy.
Kết quả kiểm định giả thuyết thống kê:
Kết quả phân tích hồi quy giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra. “Giá cả hợp lý” là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến mức độ hài lòng của khách hàng đối với thẻ ATM của BIDV Khánh Hoà (có hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Giá cả hợp lý” với “Mức độ hài lòng của khách hàng” là mối quan hệ cùng chiều. Điều này đồng nghĩa với việc khách hàng cảm nhận được giá cả về dịch vụ thẻ ATM của BIDV cạnh tranh hơn so với ngân hàng khác thì mức độ hài lòng của họ càng tăng. Kết quả hồi quy có hệ số beta đã chuẩn hóa là 0,365, điều đó đồng nghĩa khi gia tăng “Gía cả hợp lý” lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì mức độ hài lòng của khách hàng tăng thêm 0,365 đơn vị lệch chuẩn, Vậy giả thuyết H6 được chấp nhận.
Sau yếu tố “Giá cả hợp lý”, yếu tố “Mạng lưới phục vụ” – yếu tố lần đầu tiên được đưa vào mô hình nghiên cứu sự hài lòng của khách hàng không chỉ có ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng đối với thẻ ATM của BIDV Khánh Hoà, mà còn có mức độ tác động khá lớn (nhân tố có mức độ ảnh hưởng lớn thứ hai trong 6 nhân tố có ảnh hưởng; hệ số beta đã chuẩn hóa là 0,313). Hệ số beta mang dấu dương cũng cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Mạng lưới phục vụ” và “Mức độ hài lòng của khách hàng” là mối quan hệ cùng chiều và giả thuyết H8 được chấp nhận. Điều này khẳng định, khi mạng lưới hoạt động của ngân hàng càng nhiều điểm giao dịch, càng tạo sự thuận tiện cho khách hàng và mức độ hài lòng của họ cũng sẽ gia tăng.
Yếu tố có mức độ ảnh hưởng lớn thứ ba đến mức độ hài lòng của khách hàng đối với thẻ ATM của BIDV Khánh Hoà là “Phương tiện hữu hình”. Theo kết quả phân tích hồi quy, nhân tố này có hệ số beta chuẩn hóa là 0,286 và mang dấu dương. Như vậy, giả thuyết H5 được chấp nhận và nhân tố “Phương tiện hữu hình” có quan hệ cùng chiều với “Mức độ hài lòng của khách hàng”. Điều này cho thấy ngân hàng trang bị cơ sở vật chất càng tốt, hiện đại … thì khách hàng càng cảm thấy hài lòng hơn.
Yếu tố “Hình ảnh thương hiệu” có mức độ ảnh hưởng lớn thứ tư đến sự hài lòng của khách hàng đối với thẻ ATM của BIDV Khánh Hoà. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số beta đã chuẩn hóa là 0,220 và có dấu dương; như vậy, mối quan hệ giữa yếu tố “Hình ảnh thương hiệu” và “Mức độ hài lòng của khách hàng” cũng là mối quan hệ cùng chiều. Điều này có nghĩa là khi khách hàng nhận biết hình ảnh thương hiệu của BIDV tốt hơn thông qua các đặc điểm như: Nguồn lực tài chính mạnh; tham gia tích cực các hoạt động xã hội; được Chính phủ chọn để thực hiện các dự án lớn của quốc gia; hay được đối tác của khách hàng tin tưởng chọn để thực hiện các hợp đồng... thì mức độ hài lòng của khách hàng càng tăng. Vậy giả thuyết H7 được chấp nhận.
Nhân tố tiếp theo có mức độ ảnh hưởng lớn đến sự hài lòng của khách hàng là “Sự đồng cảm” với hệ số beta đã chuẩn hóa là 0,182 và mang dấu dương. Nghĩa là khi Ngân hàng gia tăng các hoạt động tạo sự đồng cảm với khách hàng, như: nhân viên ngân hàng luôn chú ý, đáp ứng nhu cầu của khách hàng, Ngân hàng sẵn sàng hỗ trợ khi họ gặp các khó khăn; … thì mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ ngân hàng ngày càng tăng.
Nhân tố tác động yếu nhất đến sự hài lòng của khách hàng là “Sự đáp ứng” với hệ số beta đã chuẩn hóa của kết quả hồi quy là 0,156 và mang dấu dương. Như vậy, yếu tố “Sự đáp ứng” cũng có quan hệ tác động cùng chiều đến “Mức độ hài lòng của khách” đối với thẻ ATM của BIDV Khánh Hoà. Điều đó cho thấy, khi các nhu cầu của khách hàng được ngân hàng đáp ứng càng đầy đủ hơn, kịp thời hơn sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng của khách hàng. Vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
Tóm lại, các giả thuyết đưa ra dựa trên mô hình nghiên cứu điều chỉnh sau phân tích EFA đều chấp nhận được với mức ý nghĩa thống kê 5%.