6. Kết cấu của luận văn
4.3.2.Mô hình hồi quy 2: Trung thành
Bảng 4.8: Phân tích hồi quy tuyến tính bội mô hình Trung thành
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 4.286E 016 .053 .000 1.000 CPCHUYEN DOI .398 .053 .398 7.521 .000 1.000 1.000 1 HAILONG .655 .053 .655 12.364 .000 1.000 1.000
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu điều tra)
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mô hình có R2 = 0,588 và R2 được điều chỉnh = 0,582. 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 = 0,582 nói lên độ thích hợp của mô hình là 58,2% hay nói cách khác 58,2% sự biến thiên của biến “Trung thành” được giải thích bởi trong mô hình.
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có mức ý nghĩa (sig.)= .000b, 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 “Trung thành”.
Kết quả hồi quy cho thấy, có 2 nhân tố quan trọng là Sự hài lòng, Chi phí chuyển đổi có quan hệ tuyến tính với lòng trung thành của khách hàng (Sig < 0,05). Vì vậy 2 nhân tố này sẽ giữ lại trong mô hình hồi quy.
- 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 như trong hình vẽ, do vậy giả định tuyến tính của mô hình hồi qui và phương sai bằng nhau được thỏa mãn.
Hình 4.3: 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 4.4: 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 = 1,113, giá trị D nằm trong miền chấp nhận suy ra tương quan giữa các phần dư rất nhỏ r = 0,4435 (d ≈ 2 (1r). cho thấy mô hình không có tự tương quan giữa các phần dư.
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .767a .588 .582 .64655176 1.113
a. Predictors: (Constant), HAILONG, CPCHUYENDOI b. Dependent Variable: TRUNGTHANH
- 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:
Nhân tố có mức độ ảnh hưởng lớn đến lòng trung thành của khách hàng là “Sự hài lòng” với hệ số beta đã chuẩn hóa là 0,655 và mang dấu dương. Như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận và cho thấy nhân tố “Sự hài lòng” tác động cùng chiều đến “Mức độ trung thành của khách hàng”. Điều này đồng nghĩa với việc sự hài lòng của khách hàng về thẻ ATM của BIDV hơn so với ngân hàng khác thì mức độ trung thành của họ càng tăng.
Nhân tố kế tiếp ảnh hưởng đến lòng trung thành của khách hàng là “Chi phí chuyển đổi”. Theo kết quả phân tích hồi quy, nhân tố này có hệ số beta chuẩn hóa là 0,394 và mang dấu dương. Như vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận và nhân tố “Chi phí chuyển đổi” có quan hệ cùng chiều với “Mức độ trung thành của khách hàng”. Điều này cho thấy khách hàng càng mất thời gian và vật chất về việc tìm hiểu ngân hàng mới thì khách hàng càng trung thành với ngân hàng hơn.