X Thành ph n ti n l i đ ra quy t đ nh bao g m ba bi n quan sát (RQD1, RQD2, RQD3) đ u th a mãn yêu c u vì h s Cronbach alpha b ng 0.823 l n h n 0.7. H s t ng quan bi n t ng c a t t c các bi n nh nh t b ng 0.662, l n nh t b ng 0.691, không có bi n nào nh h n 0.3. Các bi n c a thành ph n ti n l i đ ra quy t đ nh đ u th a đi u ki n đ s d ng trong phân tích nhân t EFA ti p theo (B ng 4.4).
1 Ph ng pháp trích y u t Principal axis factoring v i phép xoay Promax (oblique) s ph n ánh c u trúc d li u chính xác h n ph ng pháp Principal components v i phép xoay Varimax (Gerbing & Anderson, 1988). Ph ng pháp trích Principal axis factoring s cho ta k t qu là s l ng nhân t ít nh t đ gi i thích ph ng sai chung c a t p h p các bi n quan sát trong s tác đ ng qua l i gi a chúng. Trong khi đó ph ng pháp Principal components s cho ta k t qu là m t t p h p các nhân t gi i thích c ph ng sai chung và đ c tr ng c a bi n. Tuy nhiên v i các thang đo đ n h ng thì phép trích Principal components đ c s d ng.
T ng t cho các nhóm còn l i, k t qu nh sau:
X Thành ph n ti n l i khi ti p c n bao g m ba bi n quan sát (TC4, TC5, TC6) đ u th a mãn vì h s Cronbach alpha b ng 0.816, h s t ng quan bi n t ng các bi n còn l i đ u l n h n 0.3 nên c ba bi n đ u đ t yêu c u cho phân tích nhân t ti p theo (B ng 4.4)
X Thành ph n ti n l i khi giao d ch bao g m ba bi n quan sát (GD7, GD8, GD) đ u th a mãn vì h s Cronbach alpha b ng 0.867, h s t ng quan bi n t ng các bi n còn l i đ u l n h n 0.3 nên c ba bi n đ u đ t yêu c u cho phân tích nhân t ti p theo (B ng 4.4).
X Thành ph n ti n l i c a l i ích bao g m ba bi n quan sát (LI10, LI11, LI12) đ u th a mãn có h s Cronbach alpha b ng 0.847, h s t ng quan bi n t ng các bi n còn l i đ u l n h n 0.3 nên c ba bi n đ u đ t yêu c u cho phân tích nhân t ti p theo (B ng 4.4).
X Thành ph n ti n l i c a h u mãi bao g m ba bi n quan sát (HM13, HM14, HM15) đ u th a mãn vì có h s Cronbach alpha b ng 0.766, h s t ng quan bi n t ng các bi n còn l i đ u l n h n 0.3 nên c ba bi n
đ u đ t yêu c u cho phân tích nhân t ti p theo (B ng 4.4).
B ng 4.4 H s Cronbach alpha thành ph n ti n l i Bi n quan sát Trung bình thang đo n u lo i bi n Ph ng sai thang đo n u lo i bi n T ng quan bi n t ng Cronbach alpha n u lo i bi n 1. Ti n l i đ ra quy t đnh:Alpha = 0.823 RQD1 4.97 2.339 0.691 0.745 RQD2 5.1 2.183 0.684 0.752 RQD3 5.1 2.343 0.662 0.772 2. Ti n l i khi ti p c n: Alpha = 0.816 TC4 4.93 2.73 0.71 0.718 TC5 5.03 2.336 0.661 0.759 TC6 4.73 2.508 0.648 0.767
3. Ti n l i khi giao d ch: Alpha = 0.867 GD7 4.92 2.255 0.721 0.839 GD8 4.98 2.017 0.783 0.783 GD9 4.82 2.535 0.757 0.861 4. Ti n l i c a l i ích: Alpha = 0.847 LI10 5.06 1.938 0.718 0.789 LI11 5.18 2.277 0.692 0.81 LI12 4.96 2.112 0.743 0.761 5. Ti n l i c a h u mãi: Alpha = 0.766 HM13 5.01 1.794 0.616 0.683 HM14 5.34 1.445 0.609 0.679 HM15 5.15 1.507 0.592 0.696 (Ngu n: x lý c a tác gi ) 4.3.2 S th a mãn Thành ph n c a s th a mãn có n m bi n quan sát, đ u th a mãn yêu c u vì h s Cronbach alpha b ng 0.861 > 0.7 và h s t ng quan bi n t ng c a t t c các bi n này đ u l n h n 0.3 (B ng 4.5). Do đó, các bi n c a thành ph n th a mãn đ u th a đi u ki n đ s d ng trong phân tích nhân t EFA ti p theo. B ng 4.5 H s Cronchbach alpha thành ph n th a mãn Bi n quan sát Trung bình thang đo n u lo i bi n Ph ng sai thang đo n u lo i bi n T ng quan bi n t ng Cronbach alpha n u lo i bi n Th a mãn: Alpha = 0.861 TM16 9.43 5.708 0.581 0.855 TM17 9.90 5.422 0.651 0.839 TM18 9.90 4.918 0.784 0.804 TM19 9.84 5.019 0.753 0.813 TM20 10.11 5.025 0.641 0.845 (Ngu n: x lý c a tác gi )
4.4 Phân tích nhân t các thang đo 4.4.1 S ti n l i 4.4.1 S ti n l i
Sau khi lo i b các bi n rác và các thang đo đã đ t đ tin c y, phân tích nhân t EFA đ c ti n hành. Phân tích nhân t đ c s d ng khi h s KMO có giá tr trong kho ng 0.5 < KMO < 1 (Marija J. Norusis, 1993) và gi thuy t v ma tr n t ng quan t ng th là ma tr n đ ng nh t đ c bác b , t c là các bi n có t ng quan v i nhau.
V i mong mu n có đ c s l ng nhân t ít nh t đ gi i thích ph ng sai chung c a t p h p các bi n quan sát trong s tác đ ng qua l i gi a chúng. Ph ng pháp trích đ c ch n đ phân tích là Principal axis factoring v i phép xoay Promax. Các b c ti n hành phân tích đ c th c hi n nh sau:
X B c 1: Phân tích t h p c a m i l m bi n quan sát. K t qu phân tích l n th nh t nh sau (Tham kh o Ph l c 3):
o H s KMO b ng 0.897 (sigma = 0.000, Bartlett’s test). Nh v y gi thuy t v ma tr n t ng quan t ng th là ma tr n đ ng nh t b bác b , t c là các bi n có t ng quan v i nhau và th a đi u ki n trong phân tích nhân t .
o Có b n thành ph n đ c trích t i Eigenvalue b ng 1.113 (l n h n 1) và ph ng sai trích b ng 71.230% (l n h n 50%) nên thang đo
đ c ch p nh n b c này.
o Bi n quan sát LI10 có h s chuy n t i nh h n 0.5 và không có ý ngh a nhi u v m t gi i thích th c t nên b lo i. Sau khi lo i bi n quan sát LI10, phân tích nhân t l n th hai đ c ti n hành.
X B c 2: Phân tích t h p c a m i b n bi n quan sát. K t qu phân tích l n th hai (tham kh o ph l c 3) nh sau:
o H s KMO b ng 0.890 m c ý ngh a sigma b ng 0.000, do đó th a đi u ki n trong phân tích nhân t .
o Có b n thành ph n đ c trích t i Eigenvalue b ng 1.106 (l n h n 1) và ph ng sai trích b ng 72.036% (l n h n 50%) nên thang đo
đ c ch p nh n b c này.
o Bi n quan sát LI11 và LI12 đ u không đ t vì kho ng cách gi a hai tr ng s t i c a cùng m t bi n hai y u t khác nhau nh h n 0.3. Tuy nhiên, bi n LI12 s b lo i tr c vì đây là bi n có h s t i nhân t l n nh t và không đ t nh t trong hai bi n. Sau khi lo i b bi n quan sát LI12, phân tích nhân t l n th ba đ c ti n hành. X B c 3: Phân tích t h p c a m i ba bi n quan sát. K t qu phân tích
l n th ba (tham kh o ph l c 3) nh sau:
o H s KMO b ng 0.883 m c ý ngh a sigma b ng 0.000, do đó th a đi u ki n trong phân tích nhân t .
o Có b n thành ph n đ c trích t i Eigenvalue b ng 1.099 (l n h n 1) và ph ng sai trích b ng 73.310% (l n h n 50%) nên thang đo
đ c ch p nh n b c này.
o Bi n quan sát LI11 có h s chuy n t i nh h n 0.5 và không có ý ngh a nhi u v m t gi i thích th c t trong lu n v n này nên b lo i. Sau khi lo i bi n quan sát LI10, phân tích nhân t l n th t đ c ti n hành.
X B c 4: Phân tích t h p c a m i hai bi n quan sát. K t qu phân tích l n th t (tham kh o ph l c 3) nh sau:
o H s KMO b ng 0.867 m c ý ngh a sigma b ng 0.000, do đó th a đi u ki n trong phân tích nhân t .
o Có b n thành ph n đ c trích t i Eigenvalue b ng 1.073 (l n h n 1) và ph ng sai trích b ng 75.019% (l n h n 50%) nên thang đo
o T t c các bi n quan sát đ u có h s chuy n t i l n h n 0.5 nên không có bi n nào b lo i ra kh i thang đo.
Sau nhi u l n x lý nhân t , k t qu thu đ c b n nhân t bao g m m i hai bi n (B ng 4.6):
X Nhân t 1: GD7, GD8, GD9
X Nhân t 2: RQD1, RQD2, RQD3
X Nhân t 3: TC4, TC5, TC6
X Nhân t 4: HM13, HM14, HM15
B ng 4.6 K t qu phân tích nhân t thang đo s ti n l i
Bi n quan sát Thành ph n 1 2 3 4 GD7 0.647 GD8 0.916 GD9 0.914 RQD1 0.862 RQD2 0.786 RQD3 0.727 TC4 0.851 TC5 0.794 TC6 0.667 HM13 0.916 HM14 0.617 HM15 0.58 Eigenvalue 5.22 1.488 1.221 1.073 Cumulative % 43.501 55.901 66.078 75.019 KMO = 0.867, sigma = 0.000 lpha 0.867 0.823 0.816 0.766 (Ngu n: x lý c a tác gi ) Nh v y trong b n nhân t đ c thành l p:
X Nhân t ti n l i c a l i ích ban đ u hoàn toàn b bi n m t, cho th y y u t này không nh h ng m nh đ n khách hàng. i u này c ng d hi u, trong môi tr ng c nh tranh nh hi n nay, các Ngân hàng đ u c g ng mang l i l i ích/ti n ích t t nh t cho khách hàng nên m c đ đáp ng ti n l i c a l i ích gi a các Ngân hàng khá đ ng đ u. Vì v y mà khách hàng không nh n th c đ c s khác bi t và không xem nó là quan tr ng n a. X B n nhân t còn l i t ng ng v i b n nhân t c mà không b lo i ra
bi n nào.
Phân tích nhân t EFA cho thang đo s ti n l i đ n đây đã đ t yêu c u.
4.4.2 S th a mãn
K t qu phân tích nhân t thang đo s th a mãn nh sau (B ng 4.7): X H s KMO b ng 0.854 m c ý ngh a sigma b ng 0.000, do đó th a đi u
ki n trong phân tích nhân t .
X Có m t thành ph n đ c trích t i Eigenvalue b ng 3.234 (l n h n 1) và ph ng sai trích b ng 64.687% (l n h n 50%) nên th a yêu c u.
X T t c các bi n quan sát đ u có h s chuy n t i l n h n 0.5 nên không có bi n nào b lo i ra kh i thang đo.
B ng 4.7 K t qu phân tích nhân t thang đo th a mãn
Bi n quan sát Thành ph n TM16 0.785 TM17 0.847 TM18 0.904 TM19 0.867 TM20 0.79 Eigenvalue 3.234 Cumulative % 64.687 KMO = 0.854, sigma = 0.000 0.861 (Ngu n: x lý c a tác gi )
H2’
H3’
H4’
Tóm l i, thang đo s th a mãn c a khách hàng đáp ng các yêu c u đ ra. T t c các bi n trong thang đo này đ u đ c gi l i cho b c phân tích ti p theo.
4.5 I U CH NH MÔ HÌNH VÀ CÁC GI THUY T
Sau khi đánh giá thang đo, mô hình nghiên c u không còn gi nguyên k t qu ban đ u. K t qu phân tích nhân t đã lo i tr các bi n không còn thích h p. Mô hình nghiên c u sau khi phân tích có d ng nh Hình 4.1
H1’ Ti n l i đ ra quy t đnh Hình 4.1 Mô hình đi u ch nh Ti n l i khi ti p c n S th a mãn c a khách hàng Ti n l i khi giao d ch Ti n l i c a h u mãi
Các gi thuy t sau khi hi u ch nh:
X H1’: M c đ ti n l i đ ra quy t đ nh c a d ch v đ c khách hàng đánh giá càng cao, thì m c đ th a mãn c a khách hàng v i d ch v càng l n. X H2’: M c đ ti n l i khi ti p c n c a d ch v đ c khách hàng đánh giá
càng cao, thì m c đ th a mãn c a khách hàng v i d ch v càng l n. X H3’: M c đ ti n l i khi giao d ch c a d ch v đ c khách hàng đánh giá
càng cao, thì m c đ th a mãn c a khách hàng v i d ch v càng l n. X H4’: M c đ ti n l i c a h u mãi c a d ch v đ c khách hàng đánh giá
4.6 KI M NH MÔ HÌNH
bi t đ c c th tr ng s c a t ng thành ph n tác đ ng lên s th a mãn, phân tích h i quy đ c ti n hành. Phân tích h i quy s đ c th c hi n v i b n bi n đ c l p GDF (ti n l i khi giao d ch) đ i di n cho ba bi n GD7, GD8, GD9; RQDF (ti n l i đ ra quy t đ nh) đ i di n cho ba bi n RQD1, RQD2, RQD3; TCF (ti n l i khi ti p c n) đ i di n cho ba bi n TC4, TC5, TC6; HMF (ti n l i c a h u mãi) đ i di n cho ba bi n HM13, HM14, HM15; và m t bi n ph thu c TMF (s th a mãn c a khách hàng) đ i di n cho n m bi n TM16, TM17, TM18, TM19, TM20.
4.6.1 Tính giá tr trung bình cho t ng y u t
Sau khi đ t tên cho các bi n đ i di n factor nh trên (GDF, RQDF, TCF, HMF, TMF), giá tr cho các bi n có trong factor đ c tính toán. Bi n đ i di n có score là trung bình c a các bi n thành ph n trong factor t ng ng.
Ví d Factor 1: GDF s có score (GDF) = Mean (GD7, GD8, GD9). Bi n đ i di n này s đ c đ a vào ph ng trình h i quy. T ng t nh v y bi n đ i di n c a các factor còn l i đ c tính score nh sau:
X F2: RQDF = Mean (RQD1, RQD2, RQD3) X F3: TCF = Mean (TC4, TC5, TC6) X F4: HMF = Mean (HM13, HM14, HM15) X S th a mãn c a khách hàng: TMF = Mean (TM16, TM17, TM18, TM19, TM20). 4.6.2 H i quy b i
K t qu h i quy đ c trình bày B ng 4.8 cho th y:
X Ba bi n GDF, RQDF, HMF có sigma nh h n 0.05, bi n còn l i TCF (sigma = 0.197). Nh v y m c ý ngh a 5%, có ba bi n đ c l p trong mô hình có quan h nhân qu v i bi n ph thu c là s th a mãn c a khách
hàng, đó là: GDF (ti n l i khi giao d ch), RQDF (ti n l i đ ra quy t
đ nh), HMF (ti n l i c a h u mãi).
X H s R2 đi u ch nh (Adjust R square) b ng 0.504, ph n ánh đ t ng thích c a mô hình là 50.4%. Nói cách khác, có kho ng 50.4% ph ng sai
s th a mãn c a khách hàng đ c gi i thích b i ba bi n đ c l p trên. Ngoài ra k t qu c a d li u thu th p đ c gi i thích cho mô hình m c ch p nh n đ c.
X H s phóng đ i ph ng sai (VIF) c a các bi n đ c l p trong mô hình
đ u nh h n 2 (t 1.457 đ n 1.559). i v i hi n t ng đa c ng tuy n, gi thuy t đ t ra là không có m i t ng quan gi a các bi n đ c l p. Nh v y, ch s VIF cho th y không có m i t ng quan gi a các thành ph n. Phân tích h i quy đ c ch p nh n. B ng 4.8 K t qu h i quy R R2 R2đi u ch nh Sai s chu n 0.716(a) 0.512 0.504 0.39534283 Thành ph n
H s ch a chu n hóa Beta chu n hóa
T Sig. a c ng tuy n B Std. Error Beta ch p nh n VIF H ng s 0.531 0.127 4.165 0 GDF 0.157 0.044 0.204 3.582 0 0.641 1.559 RQDF 0.095 0.043 0.122 2.222 0.027 0.686 1.457 TCF 0.053 0.41 0.072 1.294 0.197 0.667 1.499 HMF 0.453 0.53 0.48 8.627 0 0.672 1.489 a Predictors: (Constant), HMF, RQDF, TCF, GDF (Ngu n: x lý c a tác gi )
Nh v y ph ng trình h i quy th hi n m i quan h tuy n tính gi a s th a mãn c a khách hàng v i ba thành ph n là thành ph n ti n l i khi giao d ch (GDF), thành ph n ti n l i đ ra quy t đ nh (RQDF) và thành ph n ti n l i c a
h u mãi (HMF) có ý ngh a trong ph ng pháp h i quy Enter đ c th hi n nh sau:
S th a mãn = 0.531 + 0.157 *GDF + 0.095 * RQDF + 0.453 * HMF.
Theo k t qu h i quy h s beta chu n hóa thì y u t ti n l i khi ti p c n (TCF) không có ý ngh a th ng kê và, th t quan tr ng c a các thành ph n còn l i tác đ ng đ n s th a mãn c a khách hàng đ c li t kê nh sau:
1. Ti n l i c a h u mãi (0.480) 2. Ti n l i khi giao d ch (0.204)
3. Ti n l i đ ra quy t đ nh (0.122)
4. Ti n l i khi ti p c n (0.072) – Theo s li u nghiên c u trong đ tài này c a tác gi thì y u t ti n l i khi ti p c n không có ý ngh a v m t th ng kê. Nguyên nhân c a k t qu này do d li u nghiên c u ch a đ đ l n v qui mô, đ a bàn kh o sát trong ph m vi h p vì v y ch a th hi n tính thu n l i hay không thu n l i c a nh ng khách hàng các đ a đi m khác nhau khi ti p c n v i các ngân hàng đ th c hi n giao d ch.