4.3.2.4 Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là chúng cung cấp cho mô hình những thông tin rất giống nhau, và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vượt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.7: Hệ số phương trình hồi quy – hồi quy 1
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hề số chuẩn hóa | Kiểm định t | Mức ý nghĩa Sig. | Hệ số tương quan | Đa cộng tuyến | ||||
Hệ số hồi quy B | Độ lệch chuẩn | Beta | Từng phần | Độ chấp nhận | VIF | ||||
1 | (Hằng số) | 0.263 | 0.120 | 2.200 | 0.029 | ||||
Chất lượng HTTT trực tuyến (SMI) | 0.369 | 0.027 | 0.424 | 13.508 | 0.000 | 0.660 | 0.820 | 1.219 | |
Chất lượng DVKH trực tuyến (SCO) | 0.420 | 0.028 | 0.487 | 15.034 | 0.000 | 0.699 | 0.769 | 1.301 | |
Chất lượng SPDV Ngân hàng (SPB) | 0.249 | 0.030 | 0.259 | 8.270 | 0.000 | 0.474 | 0.822 | 1.217 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kết Quả Nghiên Cứu Định Tính Và Điều Chỉnh Thang Đo: -
Kết Quả Đánh Giá Độ Tin Cậy Của Thang Đo Bằng Hệ Số Cronbach Alpha -
Kết Quả Kiểm Định Thang Đo 31 Biến Độc Lập Của Ba Nhóm Yếu Tố Tạo Nên Chất Lượng Dịch Vụ Internet Banking Tổng Quát -
Phân Tích Sự Đánh Giá Của Khách Hàng Về Sự Thỏa Mãn Đối Với Chất Lượng Dịch Vụ Internet Banking Của Bidv Hcmc -
Kiến Nghị Một Số Chính Sách Cho Các Nhà Quản Trị Ngân Hàng Bidv Hcmc -
Đối Với Chất Lượng Sản Phẩm Dịch Vụ Ngân Hàng
Xem toàn bộ 149 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy theo phụ lục 7)
Bảng 4.7 cho thấy, hệ số VIF có giá trị từ <10. Như vậy, trong mô hình nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.3.2.5 Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Bảng 4.7 cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của các biến độc lập SMI, SCO, SPB đều nhỏ hơn 0.05. Điều này cho thấy an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập của thang đo bằng 0.
4.3.2.6 Kết quả phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ xác định phương trình hồi quy tuyến tính, với các hệ số Beta tìm được để khẳng định mối quan hệ nhân quả giữa biến phụ thuộc (chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát) và các biến độc lập (chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất
lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng) và dự đoán được mức độ tác động của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập. Phương pháp phân tích được chọn lựa là phương pháp đưa vào lần lượt (Enter).
Bảng 4.7: Các kiểm định trên cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình hồi quy đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Xem xét Bảng 4.7 trên cho thấy, các hệ số của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và đều có giá trị dương. Ta có phương trình hồi quy như sau:
SIB = 0.487 SCO+ 0.424SMI + 0.259SPB (1)
Như vậy, với tập dữ liệu mẫu khảo sát tại BIDV HCMC, chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát chịu tác động bởi các nhân tố: chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến, chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến, chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng. Do đó có thể kết luận rằng các giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận
Nhận xét:
Từ phương trình hồi quy (1) trên, ta có thể thấy “Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến” là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta = 0.487 với mức ý nghĩa Sig. =0.000), tức là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất lên chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDv HCMC. Điều này có nghĩa là, khi các điều kiện khác không đổi, khi Chất lượng dịch vụ khách hàng trực tuyến tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDV HCMC tăng 0.487 đơn vị.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến lòng trung thành là “Chất lượng hệ thống thông tin trực tuyến” với hệ số Beta = 0.424 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000.
Nhân tố tác động thứ ba chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát của BIDV HCMC là “chất lượng sản phẩm dịch vụ ngân hàng” với hệ số Beta =
0.259 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000
4.4 Phân tích tác động của Chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát đối với sự thỏa mãn của khách hàng:
Ta giả định chất lượng dịch vụ Internet banking tổng quát và sự thỏa mãn của khách hàng có tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy cho mô hình lý thuyết như sau:
SAS= const + β1 SIB (2)
Trong đó: SIB : chất lượng dịch vụ Interbanking tổng quát – viết tắt: chất lượng IB tổng quát
SAS: Sự thỏa mãn của khách hàng – viết tắt: Thỏa mãn
4.4.1 Phân tích tương quan:
Phân tích ma trận tương quan sử dụng hệ số Pearson Correlation (r) để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa giữa mỗi nhân tố khác với biến chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát và biến sự thỏa mãn của khách hàng.
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan giữa chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát với sự thỏa mãn của khách hàng – hồi quy 2
Thỏa mãn (SAS) | Chất lượng IB tổng quát (SIB) | ||
Thỏa mãn (SAS) | Hệ số tương quan | 1 | 0.624 |
Chất lượng IB tổng quát (SIB) | Hệ số tương quan | 0.624 | 1 |
Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (SAS) với biến độc lập (SIB) lớn hơn 0.3. Như vậy, biến độc lập đủ điều kiện đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc.
4.4.2 Kiểm định các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính
4.4.2.1 Giả định tuyến tính và phương sai của sai số không đổi
Từ biểu đồ phân tán (phụ lục 7) giữa hai biến giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual)
cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên một hình dạng nào. Vì vậy giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Độ lớn của phần dư chuẩn hóa trên biểu đồ phân tán không tăng hoặc giảm cùng với giá trị dự đoán chuẩn hóa. Vì vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
4.4.2.2 Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa, biểu đồ Histogram và biểu đồ Normal P-P Plot (Phụ lục 7) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt trên biểu đồ tần số và các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng.. Do đó, phân phối của phần dư xem như tiệm cận chuẩn. Như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.4.2.3 Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính
Bảng 4.10: Kết quả phân tích R2 điều chỉnh và kiểm định F trong mô hình hồi quy giữa chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát sự thỏa mãn của khách hàng
R | R2 | R2 điều chỉnh | Độ lệch chuẩn ước lượng | F | Sig. | |
1 | 0.624a | 0.389 | 0.386 | 0.75935 | 151.475 | 0.000 |
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy thể hiện trong phụ lục 7)
Theo kết quả Bảng trên, thì hệ số R2= 0.389, R2 hiệu chỉnh = 0.386 cho thấy mô hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 38.6%. Trị thống kê F= 151.475 với mức ý nghĩa Sig = 0.000 cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình hồi quy tổng thể bằng 0. Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính đa biến phù hợp với tập dữ liệu mẫu và có thể sử dụng được.
4.4.2.4 Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.10: Hệ số phương trình hồi quy - hồi quy 2
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hề số chuẩn hóa | t | Sig. | Hệ số tương quan | Đa cộng tuyến | ||||
B | Độ lệch chuẩn | Beta | Từng phần | Độ chấp nhận | VIF | ||||
1 | (Hằng số) | -0.014 | 0.274 | -0.051 | 0.960 | ||||
Chất lượng IB tổng quát (SIB) | 0.869 | 0.071 | 0.624 | 12.308 | 0.000 | 0.624 | 1.00 | 1.00 |
(Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy thể hiện trong phụ lục 7)
Bảng 4.11 cho thấy, hệ số VIF có giá trị từ <10. Như vậy, trong mô hình nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.4.2.5 Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Bảng 4.11 cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của biến độc lập SIB nhỏ hơn 0.05. Điều này cho thấy an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập của thang đo bằng 0.
4.4.2.6 Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.11 cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình hồi quy đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Các hệ số của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và đều có giá trị dương. Ta có phương trình hồi quy như sau:
SAS=0.624SIB (2)
Như vậy, với tập dữ liệu mẫu khảo sát tại BIDV HCMC, sự thỏa mãn của khácch hàng chịu tác động bởi nhân tố chất lượng dịch vụ internet banking tổng quát. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết H4 được chấp nhận
4.5 So sánh mức độ thỏa mãn của khách hàng theo giới tính, độ tuổi và trình độ học vấn
4.5.1 Giới tính
Bảng 4.11a: Giá trị trung bình theo nhóm – giới tính
Giới tính | Số quan sát | Trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Sai số chuẩn | |
Sự thỏa mãn của khách hàng | Nam | 97 | 3.2062 | 0.91644 | 0.09305 |
Nữ | 143 | 3.3601 | 1.00203 | 0.08379 |
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Bảng 4.11b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về giới tính
Kiểm định Levene đối với phương sai | Kiểm định T- test về trị trung bình | |||
F | Sig | Sig. (2-tailed) | ||
Sự thỏa mãn của khách hàng | Phương sai bằng nhau | 1.475 | 0.226 | 0.228 |
Phương sai khác nhau | 0.220 |
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Qua bảng 4.13a và 4.13b cho thấy mức độ thỏa mãn của nam có giá trị trung bình là 3.206, của nữ là 3.36. Như vậy, mức độ thỏa mãn của nữ cao hơn nam nhưng không đáng kể. Sig F= 0.226 >0.05, không có sự khác biệt nào về mức độ thỏa mãn giữa nam và nữ ở độ tin cậy 95%. Với kiểm định Levene có Sig. 0.226 – trường hợp phương sai bằng nhau, ta có Sig. của T-test=0.228, không đạt mức ý nghĩa thống kê
4.5.2 Độ tuổi
Bảng 4.12a: Kiểm định phương sai
Bậc tự do của tử số (df1) | Bậc tự do của mẫu số (df2) | Mức ý nghĩa (Sig.) | |
1.184 | 2 | 237 | 0.308 |
Phân tích phương sai một yếu tố (One way ANOVA) yêu cầu phương sai của các nhóm so sánh phải đồng nhất (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 4.14a cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) = 0.308>0.05 nên điều kiện về phương sai không khác nhau đã được thỏa mãn. Như vậy kết quả phân tích ANOVA ở bảng 4.14c có thể sử dụng tốt
Bảng 4.12b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về độ tuổi
Số quan sát | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Phương sai | |
<30 | 83 | 3.2831 | 0.88756 | 0.09742 |
30-45 | 104 | 3.2019 | 0.98229 | 0.09632 |
>45 | 53 | 3.5094 | 1.04922 | 0.14412 |
Tổng | 240 | 3.2979 | 0.96935 | 0.06257 |
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Bảng 4.12c: Kết quả kiểm định trung bình về độ tuổi
Tổng bình phương | Bậc tự do (df) | Bình phương trung bình | F | Mức ý nghĩa (Sig.) | |
Giữa các nhóm | 3.348 | 2 | 1.674 | 1.793 | 0.169 |
Trong nhóm | 221.226 | 237 | 0.993 | ||
Tổng | 224.574 | 239 |
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)
Kết quả kiểm định sự khác biệt về mức độ thỏa mãn của khách hàng theo độ tuổi (Phụ Lục 8) cho thấy, không có sự khác biệt nào giữa các nhóm độ tuổi
khác nhau khi thể hiện mức độ hài lòng đối chất lượng dịch vụ Internet banking của BIDV HCMC. Kiểm định F của độ tuổi trong ANOVA có mức ý nghĩa Sig. là 0.169 (>0.05) ở mức độ tin cậy là 95% nên không đạt mức ý nghĩa thống kê.
4.5.3 Trình độ học vấn
Bảng 4.13a: Kiểm định phương sai
Bậc tự do của tử số (df1) | Bậc tự do của mẫu số (df2) | Mức ý nghĩa (Sig.) | |
1.040 | 4 | 235 | 0.387 |
Kết quả kiểm định Lenve (Bảng 4.15a) cho thấy, không có sự khác nhau về phương sai sự đánh giá của khách hàng theo trình độ học vấn với mức ý nghĩa Sig. = 0.387 (>0.05). Do đó, kết quả của phân tích ANOVA được sử dụng.
Bảng 4.13b: Kết quả kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn
N | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Phương sai | |
Phổ thông | 5 | 2.5000 | 1.11803 | 0.5000 |
Trung cấp | 49 | 3.3163 | 0.90106 | 0.12872 |
Cao đẳng | 75 | 3.3800 | 1.07046 | 0.12361 |
Đại học | 99 | 3.2424 | 0.89390 | 0.08984 |
Trên đại học | 12 | 3.5000 | 1.08711 | 0.31382 |
Tổng | 240 | 3.2979 | 0.96935 | 0.06257 |
(Nguồn: kết quả kiểm định SPSS thể hiện trong phụ lục 8)