Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
4 Phân tích tƣơng quan và hồi quy

4 Phân tích tƣơng quan và hồi quy

Tải bản đầy đủ - 0trang

[49]



Phân tích ma trận tƣơng quan sẽ lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ

giữa các thành phần và Lòng trung thành. Hệ số này dao động trong khoảng từ -1

đến 1, nếu lớn hơn 0.6 thì mối quan hệ là chặt chẽ và càng gần 1 thì càng chặt chẽ

còn nếu nhỏ hơn 0.3 thì mối quan hệ là lỏng lẻo.

Theo kết quả ma trận tƣơng quan tại Bảng 4.16 ta nhận thấy:

-



TINCAY có mối tƣơng quan tuyến tính với DAPUNG với hệ số Pearson đạt

đƣợc là 0.542. Nếu xét 2 thành phần này trong mối quan hệ độc lập sẽ không

bị ảnh hƣởng bởi các thành phần khác. Khi độ tin cậy gia tăng sẽ đồng nghĩa

với khả năng đáp ứng cũng gia tăng.



-



DAPUNG có mối tƣơng quan tuyến tính với DAMBAO, HUUHINH với hệ

số Pearson đạt lần lƣợt là 0.698 và 0.569. Nhƣ vậy, khả năng đáp ứng có

tƣơng quan mạnh với sự đảm bảo và phƣơng tiện hữu hình.



-



DAMBAO có mối tƣơng quan tuyến tính với THOIQUEN, THAYDOI với

hệ số Pearson đạt lần lƣợt là 0.573 và 0.572.



-



THOIQUEN có mối tƣơng quan tuyến tính với THAYDOI với hệ số Pearson

là 0.629. Khi thói quen sử dụng gia tăng sẽ kéo theo chi phí thay đổi bị ảnh

hƣởng và có xu hƣớng gia tăng theo.



-



HAPDAN có tƣơng quan tuyến tính yếu với các thành phần còn lại.



-



TRUNGTHANH có tƣơng quan tuyến tính chặt chẽ với các thành phần

DAPUNG, DAMBAO, THOIQUEN và THAYDOI với hệ số Pearson lần

lƣợt là 0.511, 0.640, 0.653, 0.586.



-



TRUNGTHANH có tƣơng quan khá chặt chẽ với TINCAY với hệ số

Pearson là 0.399 nhƣng có mối tƣơng quan yếu với HUUHINH do hệ số

Pearson chỉ đạt 0.165.



-



TRUNGTHANH và HAPDAN có mức tƣơng quan sig = 0.577 nên khơng có

tƣơng quan tuyến tính và sẽ bị loại khỏi trong mơ hình hồi quy bội.



[50]



Bảng 4.16: Kết quả phân tích tƣơng quan

Pearson

TIN



Correlation



CAY



Sig. (2-tailed)

N

Pearson

Correlation



DAPUNG



HAPDAN



TRUNG

THANH



.019



.156*



.399**



.000



.767



.015



.000



243



243



243



243



243



.698**



.569**



.377**



.288**



.212**



.511**



.000



.000



.000



.000



.001



.000



TINCAY



DAPUNG



DAMBAO



HUUHINH



THOIQUEN THAYDOI



1



.542**



.388**



.477**



.257**



.000



.000



.000



243



243



243



.542**



1



Sig. (2-tailed)



.000



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.388**



.698**



1



.460**



.573**



.572**



.046



.640**



.000



.000



.000



.477



.000



Pearson

DAM



Correlation



BAO



Sig. (2-tailed)



.000



.000



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.477**



.569**



.460**



1



.147*



.146*



.274**



.165**



.022



.023



.000



.010



Pearson

HUU



Correlation



HINH



Sig. (2-tailed)



.000



.000



.000



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.257**



.377**



.573**



.147*



1



.629**



-.094



.653**



.000



.145



.000



Pearson

THOI



Correlation



QUEN



Sig. (2-tailed)



.000



.000



.000



.022



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.019



.288**



.572**



.146*



.629**



1



-.032



.586**



.621



.000



Pearson

THAY



Correlation



DOI



Sig. (2-tailed)



.767



.000



.000



.023



.000



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.156*



.212**



.046



.274**



-.094



-.032



1



.036



Pearson

HAP



Correlation



DAN



Sig. (2-tailed)



.015



.001



.477



.000



.145



.621



N



243



243



243



243



243



243



243



243



.399**



.511**



.640**



.165**



.653**



.586**



.036



1



Pearson



.577



TRUNG



Correlation



THANH



Sig. (2-tailed)



.000



.000



.000



.010



.000



.000



.577



N



243



243



243



243



243



243



243



243



4.4.2 Phân tích hồi quy

Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005) cần quan tâm đến các

thông số sau khi chạy hồi quy:



[51]



-



Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ

số dựa trên mối quan hệ giải thích của biến độc lập với biến phụ thuộc.

Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi



-



các biến dự báo hay biến độc lập, với giá trị thay đổi từ 0 đến 1.

Kiểm định ANOVA để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu



-



gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định nhỏ hơn 0.05 thì có thể kết luận mơ

hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.

Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu, hệ số R2 hiệu chỉnh đƣợc

sử dụng. R2 hiệu chỉnh phản ánh sát sao độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính

đa biến so với giá trị R2 , nó khơng nhất thiết tăng lên khi nhiều biến đƣợc thêm vào

phƣơng trình và khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2 . Hệ số R2 điều

chỉnh không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình, làm cho kết quả đánh giá an

tồn hơn. Hệ số R2 điều chỉnh càng gần 1 thì mơ hình xây dựng càng thích hợp và

ngƣợc lại, càng gần 0 thì mơ hình càng kém phù hợp. Phân tích hồi quy sẽ xác định

phƣơng trình hồi quy tuyến tính với các hệ số Beta để xác định mức độ ảnh hƣởng

của từng yếu tố đến lòng trung thành của khách hàng.

Trong mơ hình nghiên cứu này, phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với sáu

biến độc lập gồm TINCAY, DAPUNG, DAMBAO, HUUHINH, THOIQUEN,

THAYDOI và một biến phụ thuộc là TRUNGTHANH. Phân tích sử dụng phép hồi

quy tuyến tính bội của SPSS với phƣơng pháp đƣa vào một lƣợt (Enter).

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định mơ hình





R



R bình

phƣơng



hình

1



R bình phƣơng Sai số ƣớc lƣợng



.791



a



.625



Durbin-Watson



điều chỉnh

.616



.39652



1.813



Bảng 4.18: Kết quả kiểm định ANOVA

Mô hình



Tổng bình



df



phƣơng

1



Bình phƣơng



Hệ số F



Sig.



65.589



.000b



trung bình



HỒI QUY



61.874



6



10.312



SỐ DƢ

TỔNG



37.105

98.979



236

242



.157



[52]



Kết quả phân tích cho thấy, hệ số R square hiệu chỉnh trong mơ hình là 0.616

nói lên mối tƣơng quan chặt chẽ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Nói cách

khác 61.6% phƣơng sai lòng trung thành đƣợc giải thích bởi phƣơng sai của 6 biến

độc lập đã nêu ra. Kiểm định trị thống kê F với giá trị sig = 0.000 từ phân tích

phƣơng sai ANOVA nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính

bội đã đƣợc xây dựng phù hợp với tập dữ liệu.

Bảng 4.19: Thông số thống kê của biến độc lập

Chƣa chuẩn hóa



Mơ hình



B



1



Chuẩn hóa



Độ lệch chuẩn



Hằng số



.419



.168



TINCAY



.259



.050



DAPUNG



.173



DAMBAO



t



Sig.



Thống kê đa cộng tuyến

Độ chấp nhận



Beta



VIF



2.494



.013



.263



5.127



.000



.606



1.650



.063



.175



2.740



.007



.389



2.568



.213



.066



.223



3.232



.001



.335



2.989



HUUHINH



-.215



.046



-.240



-4.693



.000



.607



1.647



THOIQUEN



.208



.047



.250



4.440



.000



.500



2.000



.046



.281



4.876



.000



.478



2.091



THAYDOI

.225

a. Biến phụ thuộc: TRUNGTHANH



Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance inflation factor) đều nhỏ hơn 10

do đó các biến độc lập khơng có quan hệ chặt chẽ, khơng có hiện tƣợng đa cộng

tuyến giữa các biến. Mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng nhiều đến

kết quả của mơ hình hồi quy.

Gía trị phần dƣ có kết quả trung bình Mean = 0.000 và độ lệch chuẩn

std.Deviation = 0.988 rất gần 1.

Bảng 4.20: Thống kê phần dƣ

Nhỏ nhất

Gía trị dự đốn



Lớn nhất



Trung bình



Độ lệch chuẩn



Số lƣợng



2.1551



4.3863



3.1677



.50564



243



-.73156



1.04908



.00000



.39157



243



Giá trị dự đốn chuẩn hóa



-2.003



2.410



.000



1.000



243



Phần dƣ chuẩn hóa



-1.845



2.646



.000



.988



243



Phần dƣ



a. Biến phụ thuộc: TRUNGTHANH



[53]



Các kết quả khác về phân phối số dƣ, biểu đồ tần suất cho thấy giả thiết phân

phối chuẩn không bị vi phạm khi sử dụng phƣơng pháp phân tích hồi quy bội:

-



Kiểm tra đồ thị histogram phân tán của phần dƣ trong phƣơng trình hồi quy

tuyến tính cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn nên giả định phần dƣ có

phân phối chuẩn không bị vi phạm.



-



Kiểm tra biểu đồ phân tán scatter cho phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đốn

chuẩn hóa cho thấy phần dƣ chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên qua đƣờng thẳng

tại điểm 0, khơng tạo thành hình dạng cụ thể. Do đó, giả định liên hệ tuyến

tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn.



-



Kiểm tra đại lƣợng thống kê Durbin – Watson có giá trị từ 0 đến 4, nếu các

phần dƣ khơng có tƣơng quan với nhau, giá trị DW sẽ gần bằng 2. Kết quả

cho thấy giá trị Durbin – Watson đạt đƣợc là 1.813 nằm trong vùng chấp

nhận nên khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ.

Nhƣ vậy, phƣơng trình hồi quy chƣa chuẩn hóa đƣa ra nhƣ sau:



TRUNGTHANH = 0.419 + 0.259*TINCAY + 0.173*DAPUNG + 0.213*DAMBAO + (0.215)*HUUHINH + 0.208*THOIQUEN + 0.225*THAYDOI



Vì tất cả các thành phần đo lƣờng lòng trung thành đều có sig < 0.05 nên

khơng có thành phần nào bị loại khỏi phƣơng trình, phƣơng trình hồi quy tuyến tính

đƣợc trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng nhƣ sau:

TRUNGTHANH = 0.263*TINCAY + 0.175*DAPUNG + 0.223*DAMBAO +

(-0.240)*HUUHINH + 0.250*THOIQUEN + 0.281*THAYDOI



Hệ số Beta của thành phần chi phí thay đổi là lớn nhất cho thấy ảnh hƣởng

của chi phí thay đổi tác động lên lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín

dụng và quyết định tiếp tục sử dụng thẻ trong thời gian tới của chủ thẻ khá lớn so

với các thành phần còn lại.

4.4.3 Kiểm định các giả thiết

Căn cứ kết quả phân tích tại Bảng 4.19, nghiên cứu sẽ xem xét mức ý nghĩa

của hệ số sig để kiểm định các giả thiết của mơ hình lý thuyết đã điều chỉnh.



[54]



-



Yếu tố Độ tin cậy (TINCAY) có giá trị Beta = 0.263 tại mức ý nghĩa sig =

0.000 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Độ tin cậy đến Lòng trung thành của

khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H1: “ Độ tin cậy và lòng

trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.



-



Yếu tố Khả năng đáp ứng (DAPUNG) có giá trị Beta = 0.175 tại mức ý

nghĩa sig = 0.007 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Khả năng đáp ứng đến

Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H2: “

Khả năng đáp ứng và lòng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc

chấp nhận.



-



Yếu tố Sự đảm bảo (DAMBAO) có giá trị Beta = 0.223 tại mức ý nghĩa sig =

0.001 < 0.05, do đó tác động của yếu tố Sự đảm bảo đến Lòng trung thành

của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H3: “Sự đảm bảo và

lòng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp nhận.



-



Yếu tố Phƣơng tiện hữu hình (HUUHINH) có giá trị Beta = - (0.240) tại mức

ý nghĩa sig = 0.000 <0.05, do đó tác động của yếu tố Phƣơng tiện hữu hình

đến Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên,

vì giá trị Beta âm nên giả thiết H4: “Phƣơng tiện hữu hình và lòng trung

thành có mối quan hệ cùng chiều” khơng phù hợp và bị bác bỏ.



-



Yếu tố Thói quen sử dụng (THOIQUEN) có giá trị Beta = 0.250 tại mức ý

nghĩa sig = 0.000 < 0.05, nên tác động của yếu tố Thói quen sử dụng đến

Lòng trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H5:

“Thói quen sử dụng và lòng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc

chấp nhận.



-



Yếu tố Chi phí thay đổi (THAYDOI) có giá trị Beta = 0.281 và tại mức ý

nghĩa sig = 0.000 < 0.05, nên tác động của yếu tố Chi phí thay đổi đến Lòng

trung thành của khách hàng có ý nghĩa về mặt thống kê. Giả thiết H6: “Chi

phí thay đổi và lòng trung thành có mối quan hệ cùng chiều” đƣợc chấp

nhận.



[55]



Nhƣ vậy, kết quả phân tích hồi quy cho thấy các giả thiết đƣa ra hầu hết đều

đƣợc chấp nhận, trừ giả thiết H4, H7 bị bác bỏ do không phù hợp với kết quả kiểm

định mơ hình lý thuyết đƣa ra.

Bảng 4.21: Kết quả kiểm định các giả thiết

Giả thiết



Phát biểu giả thiết



Kết quả



H1



Độ tin cậy và lòng trung thành có mối quan hệ cùng



Chấp nhận



chiều

H2



Khả năng đáp ứng và lòng trung thành có mối quan hệ



Chấp nhận



cùng chiều

H3



Sự đảm bảo và lòng trung thành có mối quan hệ cùng



Chấp nhận



chiều

H4



Phƣơng tiện hữu hình và lòng trung thành có mối



Bác bỏ



quan hệ cùng chiều

H5



Thói quen sử dụng và lòng trung thành có mối quan



Chấp nhận



hệ cùng chiều

H6



Chi phí thay đổi và lòng trung thành có mối quan hệ



Chấp nhận



cùng chiều

H7



Sự hấp dẫn của ngân hàng khác và lòng trung thành có



Bác bỏ



mối quan hệ ngƣợc chiều

4.5 Nghiên cứu sự khác biệt trong đánh giá lòng trung thành

Ngồi các nhân tố ảnh hƣởng đến lòng trung thành đã đƣợc kiểm định, lòng

trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng còn có thể tồn tại những mối quan

hệ với các yếu tố giới tính, độ tuổi, mức thu nhập. Do đó, các thơng tin đƣợc thu

thập trong nghiên cứu còn nhằm xem xét có hay khơng sự khác biệt giữa đánh giá

lòng trung thành giữa các nhóm khách hàng theo các yếu tố nhân khẩu học. Nghiên

cứu sử dụng kiểm định T-test đối với biến phân loại có hai biểu hiện và phân tích

ANOVA đối với biến phân loại có từ 3 biểu hiện trở lên. Kết quả kiểm định đạt

đƣợc nhƣ sau:



[56]



Bảng 4.22: Kết quả kiểm định sự khác biệt (mức ý nghĩa 5%)

STT



Biến



Loại kiểm định



Sig



So sánh



T



01



Giới tính



T-test



0.945



>



0.05



02



Độ tuổi



ANOVA



0.101



>



0.05



03



Mức thu nhập



ANOVA



0.740



>



0.05



Kiểm định Independent sample T-test đƣợc sử dụng để thực hiện kiểm định

giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá lòng trung thành giữa giới tính Nam và

Nữ”. Kết quả phân tích cho thấy với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.945 > 0.05 nên

bác bỏ giả thiết đã đƣa ra. Nhƣ vậy khơng có sự khác biệt giữa yếu tố giới tính đối

với lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng.

Kết quả kiểm định cho thấy giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá lòng

trung thành giữa những khách hàng có độ tuổi khác nhau” không đƣợc chấp nhận

với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.101 > 0.05. Nhƣ vậy khơng có sự khác biệt giữa

yếu tố độ tuổi với lòng trung thành của khách hàng sử dụng thẻ tín dụng.

Cuối cùng, thực hiện kiểm định giả thiết “Có sự khác biệt trong đánh giá

lòng trung thành giữa những khách hàng có mức thu nhập khác nhau” không đƣợc

chấp nhận với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0.740 > 0.05. Nhƣ vậy khơng có sự khác

biệt giữa yếu tố mức thu nhập với lòng trung thành.

4.6 Phân tích kết quả

Dựa vào kết quả phân tích hồi quy có thể làm rõ ý nghĩa của phƣơng trình

các yếu tố tác động đến lòng trung thành của chủ thẻ tín dụng nhƣ sau:

-



Chi phí thay đổi có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất là 0.281 cho thấy khi

tăng chi phí thay đổi thêm một lần sẽ làm gia tăng lòng trung thành lên 0.281

lần. Nhƣ vậy, muốn gia tăng lòng trung thành của khách hàng trong q trình

sử dụng thẻ tín dụng, cần có các biện pháp gia tăng chi phí thay đổi từ đó sẽ

giúp gia tăng lòng trung thành. Tạo dựng chi phí thay đổi có thể tạo từ bản

thân ngân hàng phát hành thẻ thông qua việc gia tăng chất lƣợng sản phẩm,

dịch vụ thẻ tín dụng đang cung cấp cũng nhƣ tăng cƣờng bán chéo sản phẩm,

dịch vụ khác cho khách hàng giúp gia tăng mối ràng buộc với chủ thẻ.



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

4 Phân tích tƣơng quan và hồi quy

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×