Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.

Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.

Tải bản đầy đủ - 0trang

79



Căn cứ trên kết quả ở bảng 3.19, có hệ số Durbin-Watson là 1.849. Tra

bảng thống kê Durbin-Watson để tìm dL và dU với n là số quan sát, k là số biến

độc lập.

Với n = 250 và k = 5 ta có d L = 1.718 và dU = 1.820. Tiến hành kiểm tra

sự tự tương quan thấy được rằng dU < 1.849 < 4 – dU, mơ hình khơng có hiện

tượng tự tương quan bậc 1.

Khơng có



Có tương

quan thuận

chiều (+)

0



Khơng có



tương quan



Miền khơng



kết luận



chuỗi bậc



có kết luận



dL



dU



nhất

2

4 – dU



Có tương

quan ngược

chiều (–)



4 – dL



Hình 3.5. Sơ đồ kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

3.4.4.



Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của hệ số hồi quy

Trong bảng kiểm định hệ số hồi quy, các hệ số hồi quy mang dấu dương

thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy có ảnh hưởng thuận đến ý định sử

dụng ngân hàng điện tử của khách hàng tại Đà Nẵng. Giá trị Sig. của các nhân

tố đều nhỏ hơn 0.05 nên hệ số hồi quy của các biến đều có ý nghĩa thống kê.

Như vậy dựa vào bảng Coeffcients, phương trình hồi quy các nhân tố tác

động đến ý định sử dụng ngân hàng điện tử của các khách hàng tại Đà Nẵng

được đưa ra như sau:

SASi = -1.843 + 0.150Si + 0.309REi + 0.578Ci + 0.266PUi + 0.141TANi + ei







Giả thuyết H1: Nhân tố an tồn có tác động tích cực đến sự hài lòng của

khách hàng.

Hệ số hồi quy giữa Tính An tồn (S) và Sự hài lòng khách hàng là 0.150

và với sig. = 0.022 < 0.05. Cho nên giả thuyết H1 được chấp nhận.







Giả thuyết H2: Nhân tố khả năng đáp ứng có tác động tích cực đến sự hài

lòng của khách hàng.



80



Hệ số hồi quy giữa Khả năng đáp ứng (RE) và Sự hài lòng khách hàng là

0.309 và với sig. = 0.000 < 0.05. Cho nên giả thuyết H2 được chấp nhận.





Giả thuyết H3: Nhân tố tính tiện lợi có tác động tích cực đến sự hài lòng của

khách hàng.

Hệ số hồi quy giữa Sự tiện lợi (C) và Sự hài lòng khách hàng là 0.578 và

với sig. = 0.000 < 0.05. Cho nên giả thuyết H3 được chấp nhận.







Giả thuyết H4: Nhân tố tính hữu ích có tác động tích cực đến sự hài lòng của

khách hàng.

Hệ số hồi quy giữa Tính hữu ích (PU) và Sự hài lòng khách hàng là







0.266 và với sig. = 0.006 < 0.05. Cho nên giả thuyết H4 được chấp nhận.

Giả thuyết H5: Nhân tố hữu hình có tác động đến sự hài lòng của khách hàng.

Hệ số hồi quy giữa Yếu tố hữu hình (TAN) và Sự hài lòng khách hàng là

0.141 và với sig. = 0.000 < 0.05. Cho nên giả thuyết H5 được chấp nhận.

Bảng 3.22. Bảng tổng kết kiểm định giả thuyết

Giả thuyết

H1

H2

H3

H4

H5



Phát biểu

Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố tính

an tồn và sự hài lòng của khách hàng

Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố khả

năng đáp ứng và sự hài lòng của khách hàng

Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố sự

tiện lợi và sự hài lòng của khách hàng

Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố tính

hữu ích và sự hài lòng của khách hàng

Có mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố yếu

tố hữu hình và sự hài lòng của khách hàng



Chấp

nhận













81



3.4.5.



Kết quả hồi quy

Mơ hình phương trình hồi quy các nhân tố cầu thành nên sự hài lòng

khách hàng khi sử dụng dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng đưa ra như sau:

SASi = -1.843 + 0.150Si + 0.309REi + 0.578Ci + 0.266PUi + 0.141TANi + ei

(*)

Sự hài lòng khách hàng có mối quan hệ tuyến tính với các nhân tố Sự an

tồn, Khả năng đáp ứng, Tính tiện lợi, Tính hữu ích và Yếu tố hữu hình.

Qua phương trình hồi quy cho thấy khi Sự an tồn tăng lên 1 đơn vị thì

sự hài lòng khách hàng khi sử dụng dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng tăng trung

bình 0.150 đơn vị trong điều kiện giữ nguyên các biến độc lập còn lại.Tương

tự như thế cho việc giải thích biến hỗ trợ khác.

Khả năng đáp ứng tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng khách hàng khi sử

dụng dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng tăng trung bình 0.309 đơn vị trong điều

kiện giữ ngun các biến độc lập còn lại.

Tính tiện lợi tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng khách hàng khi sử dụng

dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng tăng trung bình 0.578 đơn vị (mức tăng mạnh

mẽ nhất trong 5 nhân tố) trong điều kiện giữ nguyên các biến độc lập còn lại.

Tính hữu ích tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng khách hàng khi sử dụng

dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng tăng trung bình 0.266 đơn vị trong điều kiện

giữ nguyên các biến độc lập còn lại.

Yếu tố hữu hình tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng khách hàng khi sử dụng

dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng tăng trung bình 0.141 đơn vị (ít tác động nhất

trong 5 nhân tố) trong điều kiện giữ nguyên các biến độc lập còn lại.

Nhìn chung cả 5 nhân tố Sự an tồn, Khả năng đáp ứng, Tính tiện lợi,

Tính hữu ích và Yếu tố hữu hình đều có tác động tích cực đến sự hài lòng



82



khách hàng. Trong đó, nhân tố tính tiện lợi có tác động mạnh mẽ nhất đến sự

hài lòng khách hàng khi sử dụng dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng (0.578) và

nhân tố yếu tố hữu hình ít tác động nhất đến sự hài lòng khách hàng khi sử

dụng dịch vụ thẻ tín dụng ngân hàng (0.141).

Tính an tồn



Khả năng đáp ứng



Sự tiện lợi



0.150

0.309

0.578



Sự hài lòng khách hàng



0.266

Tính hữu ích



0.141



Yếu tố hữu hình



Hình 3.6. Sơ đồ kết quả hồi quy

3.5.



PHÂN TÍCH CHỈ SỐ HÀI LỊNG KHÁCH HÀNG (CSI)

Bhote (1998) đã đề nghị một cách đơn giản để tính chỉ số hài lòng khách

hàng dựa trên sự đánh giá từ điểm số tầm quan trọng (I – Importance) và điểm

số thực hiện (P – Performance) của các thuộc tính và được xếp từ 0 đến

100%. Điểm số quan trọng và thực hiện được đo lường bởi thang điểm Likert.

Cách của Bhote để đo lường CSI được minh họa ở biểu sau:



83



Giá trị chỉ số hài lòng tổng quát như sau:

Trong đó:

CSI



: chỉ số hài lòng khách hàng (Customer Satisfaction Index)



n



: số lượng các thuộc tính



I



: điểm số tầm quan trọng của thuộc tính thứ i



P



: điểm số sự thực hiện của thuộc tính thứ i



R



: số lựa chọn trong thang điểm Likert



CSI tổng quát được biểu diễn ở dạng phần trăm. Thơng số này giúp phân

tích sự quan trọng tương đối của khách hàng kèm theo thuộc tính họ ưu tiên,

nhận diện điểm mạnh, điểm yếu của Ngân hàng trước những đối thủ cạnh

tranh khác từ nhận thức của khách hàng (Bhote, 1998). Nếu một thuộc tính có

chỉ số hài lòng của khách hàng từ 80% trở lên thì dễ dàng tạo nên lòng trung

thành của khách hàng, chỉ số từ 60% trở xuống thì khả năng rời bỏ ngân hàng

sẽ cao.

Chỉ số hài lòng được tính tốn dựa trên điểm số tầm quan trọng (I) được

đánh giá dựa trên sự xem xét của khách hàng mới sử dụng dịch vụ thẻ tín

dụng và sự thực hiện (P) được đánh giá trong suốt quá trình sử dụng dịch vụ

thẻ tín dụng tại Ngân hàng BIDV chi nhánh Đà Nẵng. Chỉ số hài lòng của

khách hàng là 67,899%. Đây là chỉ số khơng thực sự cao, điều đó đòi hỏi các

nhà hoạch định chiến lược và ban lãnh đạo ngân hàng BIDV cần có một chiến

lược hợp lý nhằm gia sự hài lòng khách hàng trong thời gian đến.



84



Bảng 3.23. Kết quả Phân tích chỉ số hài lòng khách hàng.

Thuộc tính



Tầm quan trọng

(I)



Thực hiện

(P)



Quan trọng x Thực hiện

(I x P)



S1



4,11



3,93



16,152



S2



3,47



3,31



11,486



S3



3,46



3,40



11,764



S4



3,59



3,42



12,278



S5



3,30



3,16



10,428



PU1



3,39



3,41



11,560



PU2



3,38



3,35



11,323



PU3



3,72



3,76



13,987



TAN1



2,64



2,65



6,996



TAN2



3,47



3,61



12,527



TAN3



4,02



3,97



15,959



C1



3,54



3,50



12,390



C2



3,07



3,01



9,241



C3



3,20



3,10



9,920



RE1



3,51



3,46



12,145



RE2



3,18



3,11



9,890



RE3



2,89



2,80



8,092



RE4



3,35



3,19



10,687



RE5



3,76



3,72



13,987



65,05



60.45



220,811



Tổng điểm



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×