hơn nhiều so với 0.05. Điều đó nghĩa là có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các nhóm khách hàng có mức độ giao dịch khác nhau trong cách đánh giá về sự hài lòng với dịch vụ chăm sóc khách hàng.Cụ thể nhóm khách hàng giao dịch trên 2 năm đánh giá cao hơn những nhóm còn lại, nhóm KH này thực sự là những khách hàng trung thành của NH, NH cần phát huy hơn nữa sự quan tâm, đồng cảm đối với nhóm KH này.
Khi thực hiện phép kiểm định Kruskal-Wallis theo mức độ giao dịch thu được kết quả như sau: biến HL1 có Sig. = 0.00 (phụ lục ); HL2 có sig=0.00; biến HL3 có Sig =0.00 nhỏ hơn nhiều so với 0.05. Điều đó nghĩa là có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các nhóm khách hàng có mức độ giao dịch khác nhau trong cách đánh giá về sự hài lòng với dịch vụ chăm sóc khách hàng.Cụ thể nhóm KH giao dịch duới 1lần/1 tháng đánh giá khá thấp tiêu chí HL1-“ Hoàn toàn hài lòng dịch vụ chăm sóc khách hàng”., Như vậy, đánh giá của khách hàng tỉ lệ thuận với khoảng thời gian mà họ giao dịch. Điều đó cũng hoàn toàn dễ hiểu. Nguyên nhân cũng là do sự trải nghiệm. Khách hàng sẽ cảm nhận dịch vụ là có chất lượng hay không qua thời gian giao dịch
Ở nhóm KH từ 20 đến dưới 30 tuổi cho rằng sẽ tiếp tục giao dịch với Nh
trong thời gian tới, đó cũng là sự đánh giá khác biệt nhất trong tiêu chí HL3.
Xem xét mối tương quan giữa các biến
Bảng 30.Hệ số tương quan Pearson
TC | ĐƯ | PV | ĐC | PT | Mức độ hài lòng | |
TC | 1 | 0.388 | 0.309 | 0.354 | 0.151 | 0.792 |
ĐƯ | 0.388 | 1 | 0.429 | 0.440 | 0.390 | 0.790 |
PV | 0.309 | 0.429 | 1 | 0.421 | 0.430 | 0.75 |
ĐC | 0.354 | 0.440 | 0.421 | 1 | 0.364 | 0.600 |
PT | 0.451 | 0.390 | 0.430 | 0.364 | 1 | 0.701 |
Mức độ hài lòng | 0.792 | 0.790 | 0.750 | 0.600 | 0.701 | 1 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kiểm Định Sự Khác Nhau Về Mức Độ Đánh Giá Sự Tin Cậy Của Nh Theo Các Nhóm Được Phân Tổ -
Kiểm Định Giá Trị Trung Bình Thang Đo Thành Phần Năng Lực Phục Vụ -
Thống Kê Mức Độ Cảm Nhận Thành Phần Thang Đo Phương Tiện -
Kết Quả Kiểm Định Sự Khác Nhau Về Mức Độ Đánh Lòng Trung Thành -
Nâng cao chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín – Chi nhánh Huế - 11 -
Nâng cao chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín – Chi nhánh Huế - 12
Xem toàn bộ 100 trang tài liệu này.
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra) Kiểm định mối tương quan để xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập trong mô hình. Nhìn vào bảng số liệu đã được thống kê ta thấy Hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc là khá cao đều nằm trong khoảng từ 0.6 đến 0.8, giá trị thấp nhất là
0.6 điều này chứng tỏ có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập.
Mặt khác, Hệ số tương quan giữa các biến độc lập với nhau chỉ nằm trong khoảng từ 0,3 đến 0,4 là chủ yếu điều này chứng tỏ ít có sự tương quan giữa các biến độc lập với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình.
Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính mức độ hài lòng của khách hàngtrong mối quan hệ với chất lượng dịch vụ
Mô hình hồi quy có dạng:
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 +β5X 5+ei
Trong đó: Y: biến phụ thuộc β0: hệ số chặn (hằng số)
βk: hệ số hồi quy riêng phần
Xi: các biến độc lập trong mô hình
ei: biến độc lập ngẫu nhiên
Các biến được sử dụng để phân tích hồi quy bao gồm:
X1: Đánh giá của khách hàng về độ tin cậy, kí hiệu là TC
X2: Đánh giá của khách hàng về khả năng đáp ứng, kí hiệu là ĐƯ X3 : Đánh giá của khách hàng về năng lực phục vụ kí hiệu là PV X4 : Đánh giá của khách hàng về mức độ đồng cảm kí hiệu là ĐC
X5: Đánh giá của khách hàng về phương tiện hữu hình, kí hiệu là PT Y: Sự hài lòng của khách hàng, kí hiệu là HL
Bảng 31.Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy
R2 | R2 điều chỉnh | Sai số ước lượng | Durbin-Watson | |
0.700a | 0.653 | 0.583 | 0.47093 | 1.989 |
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra) Hệ số Durbin-Watson của mô hình là 1.989 gần bằng 2 nên không xảy ra hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Hệ số R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2 nên dùng R2 điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình có giá trị R2 điều chỉnh cao nhất là 0,583. Như vậy độ phù hợp của mô hình là 58.3%. Hay nói cách khác, 58.3% biến thiên của biến sự hài lòng được giải thích bởi biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Các bước tiếp theo sẽ sử dụng mô hình hồi quy gồm biến độc
lập này để phân tích.
Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với biến độc lập hay không.
Bảng 32.Kiểm định Anova độ phù hợp của mô hình hồi quy
Tổng bình phương | df | Trung bình bình phương | F | Mức ý nghĩa | |
Hồi quy | 18.266 | 5 | 4.653 | 3.286 | .008a |
Số dư | 63.393 | 126 | 0.103 | ||
Tổng | 71.659 | 131 |
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Để đảm bảo các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm định t với cặp giả thiết
H0: Hệ số hồi quy của các biến độc lập R2=0
H1: Hệ số hồi quy của các biến độc lập R2#0
Với độ tin cậy 95%,Sig. của F=0.08 (bé hơn 0.05) nên có thể kết luận rằng
có ít nhất một biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc trong mô hình.
Kết quả hồi quy tuyến tính
Bảng 33a.Kết quả hồi quy tuyến tính
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | Sig. | Thống kê cộng tuyến VIF | ||
Hệ số (B) | Sai số chuẩn | Beta | |||
Hằng số (Constant) | 0.625 | 0.471 | .004 | ||
Độ tin cậy (TC) | 0.136 | 0.089 | 0.135 | .000 | 1.261 |
Khả năng đáp ứng (ĐƯ) | 0.155 | 0.067 | 0.170 | .000 | 1.600 |
Năng lực phục vụ (PV) | 0.212 | 0.079 | 0.113 | .000 | 1.623 |
Mức độ đồng cảm (ĐC) | 0.201 | 0.082 | 0.181 | .002 | 1.396 |
Phương tiện hữu hình (PT) | 0.286 | 0.078 | 0.190 | .000 | 1.332 |
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Bảng 33b.Kết quả hồi quy với các giả thuyết
Mức ý nghĩa Sig. | Kết quả | |
H1 | .000 | Chấp nhận |
H2 | .000 | Chấp nhận |
H3 | .000 | Chấp nhận |
H4 | .002 | Chấp nhận |
H5 | .000 | Chấp nhận |
Biến phụ thuộc: Sự hài lòng
Kiểm định t trong phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy: Giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Hệ số VIF nhỏ hơn rất nhiều so với 10 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Do đó ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc. Tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến sự đánh giá của khách hàng, do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương.
HL= 0.625+ 0.136 x TC + 0.155 x ĐƯ + 0.212 x PV + 0.201 x ĐC+ 0.286 x PT
Hay phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn có dạng như sau:
HL= 0.135 x TC + 0.170 x ĐƯ + 0.113 x PV + 0.181 x ĐC+ 0.190 x PT
Hệ số Beta của năng lực phục vụ là cao nhất, tiếp đến là hệ số Beta của phương tiện hữu hình, mức độ đồng cảm, khả năng đáp ứng và cuối cùng là mức độ tin cậy. Điều đó chứng tỏ rằng, đối với chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng thì, mức độ tác động của năng lực phục vụ lên sự hài lòng cảu KH là cao nhất, sau đó đến phương tiện hữu hình, mức độ đồng cảm, khả năng đáp ứng, cuối cùng là mức độ tin cậy.
Giải thích ý nghĩa của từng hệ số hồi quy: (trong điều kiện các biến khác
không thay đổi)
Với β1 =0.135, 13.5% biến thiên của biến sự hài lòng chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng được giải thích bởi độ tin cậy của NH còn lại là do tác động của các yếu tố khác .
Với β2=0.170, 17% biến thiên của biến sự hài lòng chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng được giải thích bởi khả năng đáp ứng của NH còn lại là do tác động của các yếu tố khác.
Với β3=0.113, 11.3% biến thiên của biến sự hài lòng chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng được giải thích bởi năng lực phục vụ của NH còn lại là do tác động của các yếu tố khác.
Với β4=0.181, 18.1% biến thiên của biến sự hài lòng chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng được giải thích bởi mức độ đồng cảm còn lại là do tác động của các yếu tố khác.
β5=0.190, 19% biến thiên của biến sự hài lòng chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng được giải thích bởi phương tiện hữu hình của NH còn lại là do tác động của các yếu tố khác.
Tóm lại, với độ tin cậy 95%, giả thiết H1, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận hay có mối liên hệ cũng chiều giữa độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ, mức độ đồng cảm, phương tiện hữu hình với chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng..
2.3.2.2. Đánh giá lòng trung thành của khách hàng và mối quan hệ giữa sự hài lòng và lòng trung thành của khách hàng
Bảng 34.Kiểm định Cronbach’s Anpha thang đo lòng trung thành
Tương quan biến tổng | Cronbach’s Anpha nếu loại biến | |
0.763 | ||
TT1- Sacombank là sự lụa chọn đầu tiên | 0.485 | 0.795 |
TT2-Là khách hàng trung thành của Sacombank | 0.633 | 0.744 |
TT3-Chỉ giao dịch tại Sacombank | 0.690 | 0.786 |
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Kết quả kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của các thành phần thang đo phương tiện hữu hình được thể hiện trong bảng 34.
Thang đo sự hài lòng bao gồm 3 biến quan sát.Hệ số Cronbach’s Anpha bằng 0.763 và hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên có thể kết luận rằng thang đo được sử dụng để đánh giá sự hài lòng của NH đạt yêu cầu.
Đánh giá thang đo bằng phương pháp thống kê mô tả và kiểm định One
Sample T Test
Đối với tiêu chí TT1-“Sacombank là sự lụa chọn đầu tiên”, có 94 KH đồng ý chiếm tỷ lệ 71.2%, 2 KH rất đồng ý chiếm tỷ lệ 1.5%. Mức độ hài lòng trung bình là 3.6591 với kết quả kiểm định One Sample T Test nhằm xem xét liệu có phải mức độ hài lòng trung bình của khách hàng là mức 4 (mức đồng ý) hay không, kết quả kiểm định cho giá trị Sig.(2-tailed) là 0.000 (nhỏ hơn rất nhiều so với 0.05) .Dựa vào giá trị trung bình của tiêu chí có thể kết luận rằng KH đánh giá tiêu chí TT1-“Sacombank là sự lụa chọn đầu tiên” là thấp hơn mức đồng ý (kết quả ở bảng 35)
Bảng 35.Thống kê và kiểm định One Sample T Test mức độ trung thành của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ
Sacombank là sự lụa chọn đầu tiên | Là khách hàng trung thành của Sacombank | Chỉ giao dịch tại Sacombank | ||||
Tần số (người) | % | Tần số (người) | % | Tần số (người) | % | |
Rất không đồng ý | 2 | 1.5 | 4 | 3 | 2 | 1.5 |
Không đồng ý | 9 | 6.6 | 9 | 6.8 | 9 | 6.6 |
Trung lập | 25 | 18.9 | 68 | 51.5 | 79 | 59.8 |
Đồng ý | 94 | 71.2 | 41 | 31.1 | 40 | 30.3 |
Rất đồng ý | 2 | 1.5 | 10 | 7.6 | 2 | 1.5 |
Giá trị trung bình | 3.6591 | 3.3636 | 3.2500 | |||
Giá trị kiểm định | 4 | 4 | 4 | |||
Sig.(2-tailed) | 0.000 | 0.000 | 0.000 | |||
T quan sát | -6.009 | -9.565 | -13.844 | |||
(Nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Đối với tiêu chí TT2-“Là khách hàng trung thành của Sacombank”, có 41 khách hàng (chiếm 31.1%) đồng ý và 10 khách hàng (7.6%) rất đồng ý. Như vậy, có đến 38.7% khách hàng cảm thấy đồng ý đối với tiêu chí này. Qua bảng trên, mức độ hài lòng trung bình là 3.3636. Kết quả kiểm định One Sample T Test cho giá trị Sig.(2-tailed) là 0.000 (bé hơn 0.05). Dựa vào giá trị trung bình của tiêu chí có thể kết luận rằng KH đánh giá tiêu chí TT2-“Là khách hàng trung thành của Sacombank” là thấp hơn mức đồng ý.
Đối với tiêu chí TT3-“Chỉ giao dịch tại Sacombank”, có 40 khách hàng (chiếm 30.3%) đồng ý và 2 khách hàng (1.5%) rất đồng ý. Như vậy, có 31.8% khách hàng cảm thấy đồng ý đối với tiêu chí này. Qua bảng trên, mức độ hài lòng trung bình là 3.2500. Kết quả kiểm định One Sample T Test cho giá trị Sig.(2- tailed) là 0.000 (bé hơn 0.05). Dựa vào giá trị trung bình của tiêu chí có thể kết luận rằng KH đánh giá tiêu chí TT3-“Chỉ giao dịch tại Sacombank” là thấp hơn mức đồng ý.
Mặc dù vậy, những đánh giá trên chỉ là những nhận định chung của khách hàng, còn đánh giá của từng đối tượng khách hàng đối với các tiêu chí trên là khác nhau.Tiến hành kiểm định Kolmogorov-Sminov để xét xem các biến có phân phối chuẩn hay không. Kết quả kiểm định cho các giá trị Sig. (2-tailed) đều nhỏ hơn
0.05 (phụ lục ) cho thấy các biến không phân phối chuẩn. Vì vậy, phép kiểm định
phi tham số Kruskal-Wallis được sử dụng để thay thế cho Anova.
Giả thiết: H0: không có sự khác biệt giữa 2 mẫu độc lập
H1: có sự khác biệt giữa 2 mẫu độc lập
Nếu Sig.(2-tailed) > 0.05: chưa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0
Sig.(2-tailed) ≤ 0.05: bác bỏ giả thiết H0
Với Sig.(2-tailed) > 0.05: ký hiệu ns (không có ý nghĩa)
Sig.(2-tailed) ≤ 0.05: ký hiệu * (có ý nghĩa thống kê)