b. Phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sai mô hình, số lượng phần dư nhỏ, …Thông qua Biểu đồ Histogram (xem phụ lục 5) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Phần dư không thể có phân phối chuẩn hoàn toàn do có những chênh lệch do lấy mẫu. Điều này chứng tỏ giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm. (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Tập 1, 2008, Trang 228).
c. Kiểm định mối liên hệ tuyến tính và phương sai sai số không đổi
Kiểm tra mối liên hệ tuyến tính thông qua việc vẽ biểu đồ phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán của mô hình. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn thì phần dư phải phân tán ngẫu nhiên.(Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Tập 1, 2008, Trang 224).
Phương sai sai số không đổi nếu bị vi phạm có nghĩa là độ lớn của phần dư tăng hoặc giảm cùng với các giá trị dự đoán. Phương sai sai số không đổi thì các phần dư phải phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 trong một phạm vi không đổi. (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Tập 1, 2008, Trang 226).
Các phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 mà không tạo ra một đường có hình dạng cụ thể nào và trong một phạm vi không đổi từ -4 đến 4 trên đồ thị (xem phụ lục 5). Do đó giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai sai số không đổi được thỏa mãn.
d. Kiểm định về tính độc lập của sai số
Sai số hay phần dư trong nghiên cứu được giả định là ngẫu nhiên, độc lập, phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Độc lập ở đây có nghĩa là các phần dư không có mối tương quan. Đại lượng thống kê Durbin-Watson được dùng để kiểm định mối quan hệ này (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Tập 1, 2008, Trang 232).
Với 6 biến độc lập và 303 quan sát, giá trị d tính được bằng 1.717 rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tương quan. Vì vậy, giả định về tính độc lập của sai số được thỏa mãn (xem phụ lục 4.1).
Sau khi kiểm định vi phạm giả định, kết quả cho thấy các giả thuyết không bị vi phạm. Điều này chứng tỏ kết quả hồi quy là đáng tin cậy và có thể dùng để kiểm định các giả thuyết từ H1’ đến H6’.
2.5.6.2 Phân tích hồi quy đa biến và kiểm định các giả thuyết
Sau giai đoạn phân tích nhân tố, phân tích tương quan, có 06 biến độc lập và một biến phụ thuộc được đưa vào kiểm định mô hình.
a.Xây dựng mô hình hồi quy
Phương trình hồi quy có dạng như sau:
Y = β0 + β1 x mức độ tin cậy + β2 x phương tiện hữu hình + β3 x sự đảm bảo + β4 x sự đồng cảm + β5 x hiểu biết khách hàng + β6 x khả năng đáp ứng
Trong đó:
Y: chất lượng dịch vụ cảm nhận
β0 là hằng số
β1, β2, β3, β4, β5, β6 là các hệ số hồi quy
b. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình hồi quy
Mức độ giải thích của mô hình
Bảng 2.20 Tóm tắt mô hình
R | R2 | R2 hiệu chỉnh | Độ lệch chuẩn | Phân tích sự thay đổi | Kiểm định Durbin- Watson | |||||
R2 thay đổi | F thay đổi | Bậc tự do 1 | Bậc tự do 2 | Mức ý nghĩa F thay đổi | ||||||
1 | .684a | .468 | .457 | .37157 | .468 | 43.386 | 6 | 296 | .000 | 1.717 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kết Quả Hoạt Động Kinh Doanh Tại Vietcombank 2010-2013 -
Kết Quả Đánh Giá Của Khách Hàng Về Máy Móc, Trang Thiết Bị, Công Nghệ -
Thống Kê Sản Phẩm, Dịch Vụ Khách Hàng Sử Dụng -
Thống Kê Mô Tả Các Biến Quan Sát Nhân Tố Phương Tiện Hữu Hình -
Tăng Cường Sự Đảm Bảo Đối Với Khách Hàng -
Anh/chị Vui Lòng Cho Biết Mức Thu Nhập Hàng Tháng Của Mình. *
Xem toàn bộ 111 trang tài liệu này.
Dựa vào bảng trên cho thấyR2 điều chỉnh = 0.457. Điều này có ý nghĩa là 45.7% thay đổi của chất lượng dịch vụ cảm nhận của khách hàng được giải thích bởi 06 biến độc lập của mô hình.
Hệ số Durbin-Watson = 1.717 (1≤ Durbin-Watson ≤ 3), do đó không có hiện tượng tương quan trong mô hình.
Mức độ phù hợp của mô hình
Kiểm định F trong phân tích phương sai là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy.
Bảng 2.21 Phân tích phương sai
Tổng bình phương | Bậc tự do | Bình phương trung bình | Giá trị kiểm định F | Mức ý nghĩa Sig. | ||
1 | Hồi quy | 35.941 | 6 | 5.990 | 43.386 | .000b |
Phần dư | 40.867 | 296 | .138 | |||
Tổng cộng | 76.809 | 302 |
Theo bảng trên, với Sig. < 0.01, có thể kết luận rằng mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc và mức độ tin cậy 99%.
c. Kiểm định hệ số hồi quy
Kết quả cho thấy có 06 nhân tố: mức độ tin cậy, phương tiện hữu hình, sự đảm bảo, sự đồng cảm, hiểu biết khách hàng và khả năng đáp ứng ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ cảm nhận của khách hàng ( Sig. < 0.01).
Bảng 2.22 Hệ số hồi quy
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | Giá trị kiểm định t | Mức ý nghĩa Sig. | Phân tích đa cộng tuyến | ||||
Hệ số hồi quy B | Sai số chuẩn | Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta | Dung sai | VIF | ||||
1 | Hằng số | 0.637 | 0.214 | 2.973 | 0.003 | |||
REL (F1) | 0.234 | 0.053 | 0.255 | 4.384 | 0.000 | 0.532 | 1.881 | |
TAN (F2) | 0.211 | 0.048 | 0.241 | 4.422 | 0.000 | 0.605 | 1.654 | |
ASS (F3) | 0.139 | 0.038 | 0.189 | 3.637 | 0.000 | 0.663 | 1.509 | |
EMP (F4) | 0.094 | 0.050 | 0.088 | 1.897 | 0.059 | 0.836 | 1.196 | |
UND (F5) | -0.034 | 0.036 | -0.049 | -0.935 | 0.351 | 0.661 | 1.513 | |
RES (F6) | 0.162 | 0.043 | 0.194 | 3.801 | 0.000 | 0.692 | 1.445 |
Theo bảng trên, cột mức ý nghĩa sig cho thấy:
Biến REL (F1) có Sig. < 0.01. Do đó, biến REL tương quan có ý nghĩa với biến PSQ với độ tin cậy 99%.
Biến TAN (F2) có Sig. < 0.01. Do đó, biến TAN tương quan có ý nghĩa với biến PSQ với độ tin cậy 99%.
Biến ASS (F3) có Sig. < 0.01. Do đó, biến ASS tương quan có ý nghĩa với biến PSQ với độ tin cậy 99%.
Biến EMP (F4) có Sig. > 0.05. Do đó, biến EMP tương quan không có ý nghĩa với biến PSQ
Biến UND (F5) có Sig. < 0.05. Do đó, biến UND tương quan không có ý nghĩa với biến PSQ.
Biến RES (F6) có Sig. < 0.01. Do đó, biến REL tương quan có ý nghĩa với biến PSQ với độ tin cậy 99%.
d. Kiểm định phương sai phần dư không đổi
Trong phần này tác giả sử dụng kiểm định Spearman, xác định giá trị tuyệt đối số dư được chuẩn hóa.
Bảng 2.23 Ma trận tương quan
ABSRES | F1 | F2 | F3 | F6 | ||
ABSRES | HSTQ Sig N | 1.000 303 | ||||
F1 | HSTQ Sig N | 0.086 0.186 303 | 1.000 303 | |||
F2 | HSTQ Sig N | 0.214 0.000 303 | 0.450 0.000 303 | 1.000 303 | ||
F3 | HSTQ Sig N | 0.013 0.819 303 | 0.577 0.000 303 | 0.345 0.000 303 | 1.000 303 | |
F6 | HSTQ Sig N | 0.107 0.062 303 | 0.454 0.000 303 | 0.372 0.000 303 | 0.264 0.000 303 | 1.000 303 |
Theo bảng trên ta thấy các biến F1 (mức độ tin cậy), F2 (phương tiện hữu hình), F3 (sự đảm bảo), F6 (khả năng đáp ứng) có mức ý nghĩa Sig. > 0.05. Như vậy, kiểm định Spearman cho biết phương sai có số dư không thay đổi
Qua các kiểm định của mô hình hồi quy, các biến có ý nghĩa thống kê bao gồm: biến F1 (mức độ tin cậy), F2 (phương tiện hữu hình), F3 (sự đảm bảo), F6 (khả năng đáp ứng).
Vì vậy phương trình hồi quy được viết lại như sau:
Chất lượng dịch vụ cảm nhận = 0.255 x mức độ tin cậy + 0.241 x phương tiện hữu hình + 0.189 x sự đảm bảo + 0.194 x khả năng đáp ứng
e. Thảo luận kết quả hồi quy
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Biến F1-REL (mức độ tin cậy): có hệ số 0.234, quan hệ cùng chiều với biến PSQ (chất lượng dịch vụ cảm nhận). Do đó chấp nhận giả thuyết H1’ đã nêu trong mô hình. Khi khách hàng đánh giá yếu tố mức độ tin cậy tăng thêm 1 điểm thì chất lượng dịch cảm nhận của họ tăng thêm 0.234 điểm (tương ứng hệ số tương quan chưa được chuẩn hóa là 0.234)
Biến F2-TAN (phương tiện hữu hình): có hệ số 0.211, quan hệ cùng chiều với biến PSQ (chất lượng dịch vụ cảm nhận). Do đó chấp nhận giả thuyết H2’ đã nêu trong mô hình. Khi khách hàng đánh giá yếu tố phương tiện hữu hình tăng thêm 1 điểm thì chất lượng dịch vụ cảm nhận của họ tăng thêm 0.211 điểm (tương ứng hệ số tương quan chưa được chuẩn hóa là 0.211).
Biến F3-ASS (sự đảm bảo): có hệ số 0.139, quan hệ cùng chiều với biến PSQ (chất lượng dịch vụ cảm nhận). Do đó chấp nhận giả thuyết H3’ đã nêu trong mô hình. Khi khách hàng đánh giá yếu tố sự đảm bảo tăng thêm 1 điểm thì chất lượng dịch vụ cảm nhận của họ tăng thêm 0.139 điểm (tương ứng hệ số tương quan chưa được chuẩn hóa là 0.139).
Biến F6-RES (khả năng đáp ứng): có hệ số 0.162, quan hệ cùng chiều với biến PSQ (chất lượng dịch vụ cảm nhận). Do đó chấp nhận giả thuyết H6’ đã nêu trong mô hình. Khi khách hàng đánh giá yếu tố khả năng đáp ứng tăng thêm 1 điểm thì chất lượng dịch vụ cảm nhận của họ tăng thêm 0.162 điểm (tương ứng hệ số tương quan chưa được chuẩn hóa là 0.162).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa
Hệ số này xác định vị trí ảnh hưởng của các biến độc lập. Các hệ số hồi quy chưa được chuẩn hóa có thể chuyển đổi với dạng phần trăm như sau:
Bảng 2.24 Vị trí quan trọng của các yếu tố
Giá trị tuyệt đối | % | |
REL (F1) | 0.26 | 29.55 |
TAN (F2) | 0.24 | 27.27 |
ASS (F3) | 0.19 | 21.59 |
RES (F8) | 0.19 | 21.59 |
Tổng số | 0.88 | 100 |
Biến REL (mức độ tin cậy) đóng góp 29.55%, biến TAN (phương tiện hữu hình) đóng góp 27.27%, biến ASS (sự đảm bảo) đóng góp 21.59%, biến EMP (sự đồng cảm) đóng góp 9.28%, biến RES (khả năng đáp ứng) đóng góp 21.59%.
Như vậy thông qua các kiểm định, có thể khẳng định rằng các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ cảm nhận của khách hàng theo thứ tự tầm quan trọng là mức độ tin cậy, phương tiện hữu hình, sự đảm bảo, khả năng đáp ứng.
2.5.7 Điều chỉnh mô hình nghiên cứu
Qua các kết quả phân tích ở trên, mô hình nghiên cứu đề nghị đã được điều chỉnh. Mô hình chính thức của đề tài như sau:
Hình 2.4: Mô hình nghiên cứu chính thức
Mức độ tin cậy
H1’(+)
Phương tiện hữu hình
Sự đảm bảo
H2’(+)
H3’ (+)
Chất lượng dịch vụ cảm nhận
H6’(+)
Khả năng đáp ứng
2.6 Đánh giá thực trạng về chất lượng dịch vụ tại Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam theo kết quả nghiên cứu
2.6.1 Thực trạng về mức độ tin cậy
Tại VCB, “chữ tín” luôn được đặt lên hàng đầu để có được sự tin cậy của khách hàng. Bên cạnh đó, đội ngũ nhân viên VCB được đào tạo chuyên nghiệp để có thể phục vụ khách hàng một cách tốt nhất. Tại VCB, các nhân viên mới sẽ phải học việc 2 tháng và được một nhân viên có kinh nghiệm hướng dẫn trong suốt quá trình học việc. Định kỳ, các nhân viên sẽ được học các khóa về kỹ năng giao tiếp, kỹ năng bán hàng. Chính điều này đã tạo cho nhân viên một kiến thức về nghiệp vụ vững chắc để xử lý các tình huống.
Theo khảo sát mức độ tin cậy là thành phần có ảnh hưởng mạnh nhất đến chất lượng dịch vụ cảm nhận của khách hàng. Khách hàng đánh rất tốt về việc cách cư xử của nhân viên VCB tạo niềm tin cho khách hàng (ASS1, Mean 3.78). Cũng như việc nhân viên VCB luôn giữ đúng lời hứa với khách hàng (REL1, Mean 3.78). Đây là một dấu hiệu tích cực cho thấy ít nhiều VCB đã tạo được chữ tín nơi khách hàng. Ngoài ra khách hàng cũng đánh giá khá tốt việc VCB luôn đảm bảo thực hiện các dịch vụ tài chính không có sai sót gì (REL5, Mean 3.76), nhưng khách hàng cũng đánh giá chưa cao việc nhân viên VCB luôn sẵn sàng giúp đỡ và đáp ứng các yêu cầu của khách hàng (RES2, Mean 3.75). Điều này có thể do lượng khách hàng đến giao dịch tại VCB mỗi ngày đều rất đông nên khó tránh khỏi việc không thể đáp ứng hết một cách tối đa các nhu cầu của khách hàng. Vì vậy VCB cần sắp xếp đủ các cán bộ nhân viên để có thể phục vụ khách hàng một cách tốt nhất. Nhìn chung VCB đã tạo được lòng tin đáng quý ở khách hàng làm cho khách sẽ luôn cảm thấy an tâm khi đến giao dịch với VCB
Bảng 2.25 Thống kê mô tả các biến quan sát nhân tố mức độ tin cậy
Tổng quan sát | Trung bình | Độ lệch chuẩn | |
ASS1- Cách cư xử của nhân viên VCB tạo niềm tin cho khách hàng. | 303 | 3.78 | 0.589 |
REL1- Nhân viên VCB luôn giữ đúng lời hứa với khách hàng | 303 | 3.78 | 0.586 |
REL5- VCB luôn đảm bảo thực hiện các dịch vụ tài chính không có sai sót gì. | 303 | 3.76 | 0.707 |
RES2- Nhân viên VCB luôn sẵn sàng giúp đỡ và đáp ứng các yêu cầu của khách hàng. | 303 | 3.75 | 0.745 |
2.6.2 Thực trạng về phương tiện hữu hình
Tại VCB có quy định rất chặt chẽ về việc mặc đồng phục của nhân viên. Nhân viên luôn phải ăn mặc tươm tất, gọn gàng, luôn đeo bảng tên , mang giày có quai hậu. Nhân viên nữ phải mang giày có quai hậu tạo ấn tượng tốt cho khách hàng khi tiếp xúc.