Қаноатмандии корбари бонкдории мобилӣ дар ин таҳқиқот тағйирёбандаи вобастаест, ки арзёбии дар натиҷаи муқоисаи таҷрибаи хизматрасонии муштариёни насли Z-и истифодабарандаи BTN Syariah Mobile бо интизориҳои онҳо ташаккулёфтаро ифода мекунад. Таҳқиқот робитаи сифати хизматрасонӣ ва стратегияҳои таблиғоти рақамӣ-ро бо қаноатмандии корбар дар байни истифодабарандагони фаъоли насли Z-и бонкдории мобилӣ дар зерфилиали BTN Syariah Kudus меомӯзад. Дар тарҳи миқдорӣ ва муносибатии таҳқиқот аз ҷомеаи 810-нафараи корбарон бо интихоби мақсаднок 90 иштирокчӣ интихоб шуда, пурсиш бо ҷадвали Likert дар доираи 1–5 гузаронида шуд ва маълумот бо истифода аз SPSS ва регрессияи хаттии бисёргона таҳлил гардид.

Барои сифати хизматрасонӣ коэффисиенти регрессия B = 0.155, арзиши t 2.258 ва арзиши аҳамиятнокӣ p = 0.026 гузориш шудааст. Барои стратегияи таблиғоти рақамӣ B = 0.202, t = 3.846 ва дар манбаъ Sig. = 0.000 оварда шудааст. Ҳар ду тағйирёбанда дар ҳадди қароргирии α = 0.05, ки таҳқиқот истифода кардааст, мусбат ва аз ҷиҳати оморӣ аҳамиятноканд. Барои модели арзёбии ҳамзамони ду тағйирёбандаи мустақил F = 30.432 ва Sig. = 0.000 гузориш шуда, арзиши Adjusted R²-и модели асосии регрессия 0.398 муайян гардидааст.

Adjusted R² = 0.398 нишон медиҳад, ки тағйирёбандаҳои сифати хизматрасонӣ ва стратегияи таблиғоти рақамӣ тақрибан %39.8 аз варианси дохилинамунавии холҳои қаноатмандии корбарро шарҳ медиҳанд. Метавон гуфт, ки %60.2-и боқимонда аз ҷониби ин ду тағйирёбанда шарҳ дода намешавад; дар таҳқиқоти мавҷуда мустақиман муайян нашудааст, ки ин қисми боқимонда аз кадом тағйирёбандаҳо сарчашма мегирад.

Ҳарчанд ифодаҳои “effect” ё “influence”, ки дар таҳқиқот истифода шудаанд, нигоҳ дошта мешаванд, тарҳ таҷрибавӣ нест. Азбаски иштирокчиён ба гурӯҳҳои дахолати тасодуфӣ таъин нашудаанд ва сифати хизматрасонӣ ё таблиғоти рақамӣ ба таври таҷрибавӣ тағйир дода нашудааст, натиҷаҳои регрессия набояд танҳо ба сифати далели қатъии сабабият тафсир шаванд. Натиҷаҳо ба намунаи интихобшудаи корбарони фаъоли BTN Syariah Mobile дар Kudus тааллуқ доранд.

Масъалаи асосии таҳқиқот

Меҳвари таҳқиқот ин аст, ки оё танҳо аз ҷиҳати техникӣ қобили истифода будани бонкдории рақамӣ барои шарҳ додани қаноатмандии корбарони ҷавон кофӣ аст ё не. Муҳаққиқон дар таҷрибаи бонкдории мобилӣ ду соҳаи ҷудогона, вале ҳамдигарро пуркунанда меомӯзанд: сифати хизмате, ки барнома ба корбар пешниҳод мекунад, ва тарзи муаррифии ин хизматҳо аз ҷониби бонк дар каналҳои рақамӣ.

Манбаъ махсусан баррасӣ мекунад, ки насли Z ба хизматҳои рақамии зуд, амалӣ ва ба осонӣ дастрас таваҷҷуҳи баланд дорад; дар бонкдории мобилӣ самаранокии система, амният, осонии паймоиш ва арзиши даркшудаи барнома таҷрибаи корбарро ташаккул медиҳанд. Ҳамзамон ишора мешавад, ки маъракаҳои рақамӣ метавонанд интизориҳоро нисбат ба маҳсулот ё хизмат ба вуҷуд оранд.

BTN Syariah Mobile дар манбаъ ҳамчун барномаи бонкдории мобилӣ баррасӣ мешавад, ки дастрасии рақамиро ба амалиётҳои бонкӣ мутобиқ ба принсипҳои шариат таъмин мекунад. Аз ҷумлаи вазифаҳои зикршуда дар манбаъ намоиши тавозуни ҳисоб ва таърихи амалиёт дар вақти воқеӣ, интиқоли пул миёни ҳисобҳои BTN ва ба бонкҳои дигар, пардохти ҳисобҳои барқ, об ва таҳсил, харидани кредити телефонӣ ва бастаҳои додаҳо, пур кардани ҳамёни электронӣ ва амалиётҳои QRIS мебошанд.

Ҳузури ин вазифаҳо дар мақола маънои онро надорад, ки ҳар як хусусият алоҳида санҷида шудааст. Модели омории таҳқиқот хусусиятҳои ҷудогонаи барномаро не, балки тағйирёбандаи умумии сифати хизматрасониро, ки тавассути пурсиш чен шудааст, таҳлил мекунад.

Маълумоти BTN Syariah Kudus, ки таҳқиқотро ангеза дод

Муҳаққиқон ҳангоми шарҳи масъалаи таҳқиқот аз маълумоти дохилии филиали BTN Syariah Kudus истифода мебаранд. Ин маълумот тағйирёбандаҳои вобаста ё мустақили регрессия нестанд; онҳо заминаи институтсионалие мебошанд, ки сабаби гузаронидани таҳқиқотро шарҳ медиҳанд.

Манбаъ нишон медиҳад, ки дар соли 2025 дар баробари коҳиши шумораи умумии муштариён, шумораи корбарони фаъоли насли Z-и бонкдории мобилӣ низ кам шудааст:

Манбаъ ин коҳишро ҳамчун аломати муҳим аз ҷиҳати сифати хизматрасонӣ ва вафодории муштарӣ шарҳ медиҳад. Аммо ҳамзамон коҳиш ёфтани ин ду силсилаи вақт худ аз худ исбот намекунад, ки бад шудани сифати хизматрасонӣ боиси аз даст рафтани муштарӣ шудааст. Таҳлили регрессия низ тағйироти солонаи шумораи муштариёнро не, балки холҳои сифати даркшудаи хизмат, таблиғоти рақамӣ ва қаноатмандии 90 корбари иштирокчии пурсишро меомӯзад.

Холигии адабиёт

Холигии таҳқиқотӣ, ки манбаъ муайян мекунад, ин аст, ки қисми назарраси таҳқиқотҳои шарҳдиҳандаи қаноатмандӣ аз бонкдории мобилӣ танҳо ба тағйирёбандаҳои таҷрибаи техникӣ, аз қабили сифати хизматрасонӣ, тамаркуз мекунанд. Муҳаққиқон пешниҳод мекунанд, ки қаноатмандии насли рақамӣ на танҳо аз кори техникии барнома, балки аз идрок ва интизориҳое, ки фаъолияти коммуникатсионӣ ва таблиғотии рақамии бонк ба вуҷуд меорад, низ таъсир гирифта метавонад; бинобар ин стратегияи таблиғоти рақамӣ ҳамчун тағйирёбандаи дуюми мустақил ба модел илова шудааст.

Аз ин рӯ, таҳқиқот мехоҳад ду холигии консептуалиро ҳамзамон баррасӣ кунад: service gap, яъне мушкилоти марбут ба таҷрибаи техникии хизматрасонии корбар ва promotion gap, яъне то чӣ андоза маъракаҳои рақамӣ бо услуби коммуникатсионӣ ва интизориҳои корбар мувофиқат мекунанд.

Ҳадафҳои таҳқиқот

1. Таҳлили робитаи сифати хизматрасонии бонкдории мобилӣ бо қаноатмандии муштариёни насли Z аз истифодаи BTN Syariah Mobile.
2. Таҳлили робитаи стратегияҳои таблиғоти рақамӣ бо қаноатмандии муштариёни насли Z аз истифодаи BTN Syariah Mobile.
3. Арзёбии робитаи регрессионии якҷояи сифати хизматрасонӣ ва стратегияҳои таблиғоти рақамӣ бо қаноатмандии корбар.

Гипотезаҳо

• H1: Сифати хизматрасонии бонкдории мобилӣ ба қаноатмандии муштариёни насли Z аз истифодаи BTN Syariah Mobile таъсири мусбат ва аҳамиятнок дорад.
• H2: Стратегияҳои таблиғоти рақамӣ ба қаноатмандии муштариёни насли Z аз BTN Syariah Mobile таъсири мусбат ва аҳамиятнок доранд.
• H3: Сифати хизматрасонии бонкдории мобилӣ ва стратегияҳои таблиғоти рақамӣ якҷоя ба қаноатмандии муштариёни насли Z аз истифодаи BTN Syariah Mobile таъсири аҳамиятнок доранд.

Сифати Хизматрасонии Бонкдории Мобилӣ Дар Ин Таҳқиқот Чӣ Гуна Чен Мешавад?

Сифати хизматрасонии бонкдории мобилӣ дар таҳқиқот на бо як нишондиҳандаи ягонаи техникии иҷроиш, балки ҳамчун тағйирёбандаи мустақиле чен мешавад, ки тавассути пурсиш аз рӯи панҷ нишондиҳандаи таҷрибаи истифодаи барнома арзёбӣ шудааст: Convenience, Security, Ease of Use, Design ва Application System. Манбаъ номи ин панҷ нишондиҳандаро медиҳад, аммо ҷумлаҳои аслии пурсишро, ки зери ҳар нишондиҳанда истифода шудаанд, нашр намекунад.

Convenience ва Ease of Use дар манбаъ ҳамчун ду нишондиҳандаи ҷудогона рӯйхат шудаанд. Verianla онҳоро ба як нишондиҳанда муттаҳид намекунад. Ба ҳамин монанд, азбаски манбаъ матни пурраи бандҳои пурсишро намедиҳад, бандҳои аслии савол ба монанди “дар нишондиҳандаи амният чунин савол дода шуд” ё “нишондиҳандаи тарҳ чунин хусусиятҳоро дар бар мегирифт” сохта намешаванд.

Стратегияи таблиғоти рақамӣ чиро ифода мекунад?

Манбаъ таблиғоти рақамиро ҳамчун коммуникатсияи маркетингӣ баррасӣ мекунад, ки бо истифода аз технологияҳои рақамӣ ва расонаҳои онлайн барои муаррифии маҳсулоту хизматҳо ба истеъмолкунандагон, таъсир расонидан ба онҳо ва ҳавасманд кардани рафтори истифода равона шудааст. Дар заминаи бонкдории исломӣ инчунин қайд мешавад, ки чунин коммуникатсия бояд ба принсипҳои шариат мувофиқ бошад.

Дар таҳқиқот тағйирёбандаи таблиғоти рақамӣ бо панҷ нишондиҳанда ифода мешавад: сифати муҳтавои рақамӣ, басомади таблиғ, ҷаззобияти визуалӣ ва паём, мувофиқати таблиғ барои корбар ва таъсири шабакаҳои иҷтимоӣ. Таҳқиқот мувофиқати шариатиро ҳамчун тағйирёбандаи мустақили ҷудогона ё шкалаи ҷудогона ба модел дохил намекунад.

Қаноатмандии корбар чиро ифода мекунад?

Манбаъ қаноатмандии корбарро ҳамчун арзёбие шарҳ медиҳад, ки ба муқоисаи интизории пеш аз хизмат бо иҷроиши даркшуда пас аз хизмат асос ёфтааст. Вақте ки иҷроиши даркшуда интизориро қонеъ мекунад ё аз он зиёд мешавад, интизор меравад қаноатмандии корбар ба вуҷуд ояд.

Тағйирёбандаи қаноатмандӣ бо се нишондиҳанда чен шудааст: қаноатмандии умумӣ, қаноатмандӣ аз хизмат ва тасдиқи интизорӣ. Манбаъ бандҳои аслии саволро, ки зери ин се нишондиҳанда истифода шудаанд, нашр намекунад.

Модели тағйирёбандаҳои таҳқиқот

Усул ва Натиҷаҳои Таҳқиқот

Тарҳи таҳқиқот

Таҳқиқот аз равиши миқдорӣ истифода мебарад ва дар манбаъ ҳамчун associative research design, яъне тарҳи муносибатие, ки дар он робитаҳои омории байни тағйирёбандаҳо таҳқиқ мешаванд, таъриф шудааст. Тағйирёбандаҳои мустақил сифати хизматрасонӣ X1 ва стратегияи таблиғоти рақамӣ X2 мебошанд; тағйирёбандаи вобаста қаноатмандии корбар Y аст.

Ин тарҳ ба иштирокчиён дахолати таҷрибавӣ татбиқ намекунад. Аз ин рӯ, коэффисиентҳои регрессия нишон медиҳанд, ки тағйирёбандаҳо якҷоя чӣ гуна тағйир меёбанд; онҳо худ аз худ исбот намекунанд, ки тағйир дар сифати хизмат ё таблиғ сабаби қатъии тағйир дар қаноатмандӣ шудааст.

Ҷомеа, намуна ва меъёрҳои иштирок

Ҷомеаи таҳқиқот аз 810 муштарӣ иборат аст, ки ҳамчун корбарони фаъоли насли Z-и BTN Syariah Mobile дар Kudus муайян шудаанд. Меъёри амалии синнусолие, ки дар таҳқиқот барои насли Z истифода шудааст, доираи 18–27 сол мебошад. Ин доираи синнусолӣ меъёри иштирок дар таҳқиқот аст; онро набояд ҳамчун таърифи универсалии насли Z, ки дар ҳамаи таҳқиқот ҳатман истифода шавад, тафсир кард.

Усули интихоб non-probability purposive sampling, яъне интихоби мақсадноки ғайриэҳтимолӣ мебошад. Иштирокчиён бояд 18–27 сола бошанд ва BTN Syariah Mobile-ро фаъолона истифода баранд.

Манбаъ мегӯяд, ки андозаи намуна бо формулаи Slovin ва %10 ҳадди хато муайян шуда, намунаи ниҳоӣ 90 нафарро ташкил додааст. Аммо дар мақола шакли математикии формулаи Slovin ё қадамҳои миёнаравии ҳисоб нишон дода нашудаанд. Аз ин рӯ, Verianla қадамҳои ҳисоберо, ки дар манбаъ чоп нашудаанд, ҳамчун формулаи аслии таҳқиқот илова намекунад.

Воситаи ҷамъоварии маълумот

Маълумоти аввалия тавассути пурсиш ҷамъоварӣ шудааст. Ҷавобҳо бо шкалаи панҷбаллии Likert аз 1 = Strongly Disagree то 5 = Strongly Agree гирифта шудаанд. Манбаъ нишондиҳандаҳои тағйирёбандаҳоро медиҳад, аммо ҷумлаҳои аслии пурсишро, ки ба иштирокчиён пешниҳод шудаанд, пурра нашр намекунад.

Аз ин рӯ, барои айнан бозсозӣ кардани пурсиши таҳқиқот танҳо ҳамин мақола кофӣ нест. Барои X1 панҷ, барои X2 панҷ ва барои Y се нишондиҳанда зикр шудаанд; аммо матни саволҳои зери ин нишондиҳандаҳо номаълум аст.

Тақсимоти ҷинсии иштирокчиён

Манбаъ қайд мекунад, ки шумораи иштирокчиёни зан каме бештар аст, вале фарқи нисбии байни ду гурӯҳ нисбатан хурд мебошад. Таҳқиқот ҷинсро дар модели регрессия ҳамчун тағйирёбандаи мустақил ё назоратӣ истифода намекунад.

Тақсимоти синнусолии иштирокчиён

Дар намуна гурӯҳи 18–22-сола аксариятро ташкил медиҳад. Таҳқиқот барои гурӯҳҳои синнусолӣ регрессияи ҷудогона, таҳлили таъсири мутақобил ё зергуруҳиро гузориш намекунад.

Омори тавсифӣ

Манбаъ миёнаи сифати хизматрасониро ҳамчун ишора ба идроки нисбатан хуб; миёнаи стратегияи таблиғоти рақамиро ҳамчун сатҳи “fairly effective to good” ва қаноатмандии корбарро ҳамчун сатҳи “fairly high” тафсир мекунад. Аммо мақола ҷадвали ҷудогонаи таснифи холҳоро, ки ҳудуди ин категорияҳои лафзиро муайян кунад, намедиҳад. Аз ин рӯ, Verianla холҳои миёнаро айнан пешниҳод карда, ҳудуди категорияҳоро баъдан намесозад.

Санҷиши эътиборнокӣ чиро санҷид?

Манбаъ барои арзёбии он ки нишондиҳандаҳои пурсиш бо сохторҳои тағйирёбандаи худ робитаи кофии оморӣ доранд ё не, санҷиши эътиборнокии бар асоси Pearson Correlation-ро истифода кардааст. Барои муқоиса арзиши ҷадвалии r ҳамчун 0.207 дода шудааст. Дар ҳамаи нишондиҳандаҳо арзишҳои ҳисобшудаи r аз 0.207 зиёданд ва арзишҳои Sig. дар манбаъ 0.000 гузориш шудаанд.

Тибқи қоидаи қароргирии манбаъ, ҳамаи нишондиҳандаҳо эътиборнок қабул шудаанд. Ифодаи “Sig. = 0.000” бо нигоҳ доштани шакли намоиши манбаъ ва SPSS навишта шудааст; намоиши 0.000 то се рақами даҳӣ дар нармафзори оморӣ маънои онро надорад, ки p-арзиш аз ҷиҳати математикӣ дақиқан сифр аст.

Санҷиши эътимоднокӣ

Мутобиқати дохилии шкалаҳо бо Cronbach's Alpha арзёбӣ шудааст. Таҳқиқот арзиши 0.70-ро ҳамчун ҳадди эътимоднокӣ истифода кардааст.

Ин натиҷаҳо нишон медиҳанд, ки шкалаҳо аз ҳадди 0.70, ки таҳқиқоти манбаъ истифода кардааст, болотар мутобиқати дохилӣ доранд. Cronbach's Alpha худ аз худ ҳамаи навъҳои имконпазири эътиборнокии шкаларо исбот намекунад; вазифаи он дар ин ҷо арзёбии он аст, ки бандҳо якҷоя ченаки мутобиқ медиҳанд ё не.

Санҷиши нормалӣ будан

Барои арзёбии нормалӣ будани бақияҳои регрессия One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test истифода шуда, арзиши Asymp. Sig. (2-tailed) 0.070 муайян шудааст. Азбаски дар ҳадди қароргирии α = 0.05-и манбаъ 0.070 > 0.05 мебошад, фарзияи тақсимоти нормалӣ рад нашудааст.

Ин маънои онро надорад, ки “нормалӣ будани бақияҳо қатъиян исбот шуд”. Тафсири омории эҳтиёткорона ин аст, ки санҷиши истифодашуда дар сатҳи аҳамиятнокии %5 далели кофӣ бар зидди фарзияи тақсимоти нормалӣ нишон надодааст.

Санҷиши мултиколлинеарӣ

Барои арзёбии он ки тағйирёбандаҳои мустақил бо ҳамдигар робитаи хаттии аз ҳад зиёд доранд ё не, арзишҳои Tolerance ва Variance Inflation Factor (VIF) истифода шудаанд.

Қоидаи қароргирии манбаъ Tolerance > 0.10 ва VIF < 10 мебошад. Азбаски ҳар ду тағйирёбандаи мустақил дар ин ҳудудҳо қарор доранд, манбаъ ба хулоса меояд, ки дар модел мултиколлинеарии ҷиддӣ вуҷуд надорад.

Санҷиши Гетероскедастикии White Дар Ин Таҳқиқот Чӣ Гуна Тафсир Шуд?

Санҷиши White барои арзёбии он истифода шудааст, ки дисперсияи хатоҳои регрессия дар байни мушоҳидаҳо баробар мемонад ё не. Манбаъ барои регрессияи ёрирасон R² = 0.296 гузориш карда, баъдан арзиши ҳисобшудаи хи-квадратро бо амали n × R² ба 26.64 баробар мекунад ва онро бо арзиши ҷадвалии хи-квадрат 113.145 муқоиса намуда, ба хулоса меояд, ки гетероскедастикӣ вуҷуд надорад.

Ҳисоби дар манбаъ истифодашуда:

Дар ин ҷо n = 90 андозаи намуна, R² = 0.296 коэффисиенти детерминатсияи регрессияи ёрирасон барои санҷиши White ва 26.64 арзиши хи-квадрати ҳисобшуда дар манбаъро ифода мекунанд.

Манбаъ арзиши 26.64-ро бо χ² ҷадвал = 113.145 муқоиса карда, азбаски 26.64 < 113.145 аст, қарор медиҳад, ки мушкилоти гетероскедастикӣ вуҷуд надорад. Бо вуҷуди ин, мақола ҷудогона нишон намедиҳад, ки арзиши ҷадвалии хи-квадрат бо кадом дараҷаи озодӣ ва эҳтимоли критикӣ интихоб шудааст. Аз сабаби ин маълумоти нокифоя, танҳо аз матни мақола арзиши критикии 113.145-ро мустақилона аз нав ҳосил кардан имконнопазир аст.

R² = 0.296 дар ин ҷо R²-и регрессияи асосии қаноатмандӣ нест. Ин арзиш ба регрессияи ёрирасоне тааллуқ дорад, ки дар раванди санҷиши гетероскедастикии White истифода шудааст. Модели асосии таҳқиқот баъдан ҷудогона R² = 0.412 ва Adjusted R² = 0.398-ро медиҳад.

Муодилаи Регрессияи Хаттии Бисёргона Чӣ Гуна Бояд Тафсир Шавад?

Муодилаи асосии регрессияи таҳқиқот бо истифода аз холҳои сифати хизматрасонӣ X1 ва стратегияи таблиғоти рақамӣ X2 арзиши пешбинишудаи қаноатмандии корбар Y-ро ифода мекунад. Дар манбаъ муодила ба шакли Y = 5.283 + 0.155X1 + 0.202X2 оварда шудааст; коэффисиентҳо нишон медиҳанд, ки ҳангоми собит нигоҳ доштани тағйирёбандаи дигари мустақил, бо тағйири якбаллии тағйирёбандаи дахлдор дар Y чӣ қадар тағйири пешбинишудаи модел интизор мешавад.

Y: Холи қаноатмандии корбар.

X₁: Холи сифати хизматрасонӣ.

X₂: Холи стратегияи таблиғоти рақамӣ.

5.283: Константаи регрессия.

0.155: Коэффисиенти тағйири пешбинишудаи Y барои афзоиши яквоҳидии X1 ҳангоми собит нигоҳ доштани X2.

0.202: Коэффисиенти тағйири пешбинишудаи Y барои афзоиши яквоҳидии X2 ҳангоми собит нигоҳ доштани X1.

Тафсири эҳтиёткоронаи узви собит

Манбаъ константаи 5.283-ро ҳамчун сатҳи интизоршавандаи қаноатмандӣ ҳангоми сифр будани X1 ва X2 шарҳ медиҳад. Аз нуқтаи назари муодилаи математикии регрессия ин таъриф дуруст аст. Аммо дар намунаи мушоҳидашуда ҳадди ақали сифати хизматрасонӣ 13 ва ҳадди ақали стратегияи таблиғоти рақамӣ 12 мебошад. Пас нуқтаи X1 = 0 ва X2 = 0 дар намунаи воқеӣ мушоҳида нашудааст. Аз ин рӯ, арзиши тафсирии константа барои рафтори амалии муштарӣ маҳдуд аст; вазифаи асосии он муайян кардани мавқеи математикии хатти регрессия мебошад.

Коэффисиенти сифати хизматрасонӣ

Барои сифати хизматрасонӣ B = 0.155 гузориш шудааст. Тибқи тафсири модели манбаъ, ҳангоми собит нигоҳ доштани стратегияи таблиғоти рақамӣ, афзоиши яквоҳидии холи сифати хизматрасонӣ бо афзоиши 0.155 воҳид дар пешгӯии қаноатмандии корбар алоқаманд аст.

Арзиши t-и ин коэффисиент 2.258 ва p-арзиш 0.026 мебошад. Азбаски p = 0.026 < 0.05 аст, H1 аз ҷониби манбаъ дастгирӣ шудааст.

Коэффисиенти таблиғоти рақамӣ

Барои стратегияи таблиғоти рақамӣ B = 0.202 гузориш шудааст. Ҳангоми собит нигоҳ доштани сифати хизматрасонӣ, афзоиши яквоҳидии холи таблиғоти рақамӣ бо афзоиши 0.202 воҳид дар пешгӯии модели қаноатмандии корбар алоқаманд аст.

Арзиши t-и ин коэффисиент 3.846 ва дар манбаъ арзиши Sig. 0.000 мебошад. Ин арзиш аз ҳадди қароргирии %5-и таҳқиқот поёнтар аст ва H2 дастгирӣ шудааст.

Манбаъ дар қисми муҳокима бо такя ба он ки коэффисиенти 0.202 аз 0.155 бузургтар аст, мегӯяд, ки стратегияи таблиғоти рақамӣ дар модел таъсири бештар дорад. Бо вуҷуди ин, коэффисиентҳои дар ҷадвал овардашуда коэффисиентҳои стандартнашудаи B мебошанд; арзишҳои стандартшудаи Beta гузориш нашудаанд. Аз ин рӯ, Verianla танҳо аз рӯи ин ду арзиши B таблиғоти рақамиро дар ҳамаи меъёрҳо тағйирёбандаи қатъиян “муҳимтар” эълон намекунад.

Ҷадвали асосии регрессия

Қисми хулосаи мақола инчунин барои сифати хизматрасонӣ муқоисаи 2.258 > 1.987 ва барои таблиғоти рақамӣ 3.846 > 1.987-ро медиҳад. Аммо дараҷаи озодӣ ё қадами ҳисобкунии арзиши критикии t = 1.987 дар қисми асосии усул ҷудогона шарҳ дода нашудааст. Қарор бар асоси p-арзишҳо бошад, дар ҷадвалҳои натиҷаҳо ба таври равшан нишон дода шудааст.

Adjusted R² = 0.398 Чӣ Маъно Дорад?

Adjusted R² = 0.398 маънои онро дорад, ки модели регрессия, ки сифати хизматрасонӣ ва стратегияи таблиғоти рақамиро ҳамзамон дар бар мегирад, тақрибан %39.8 аз варианси дохилинамунавии холҳои қаноатмандии корбарро шарҳ медиҳад. Ин таносуб маънои онро надорад, ки %39.8 қаноатмандии корбар қатъиян аз ҷониби ин ду тағйирёбанда “эҷод” ё ба таври сабабӣ тавлид шудааст.

Арзиши хоми R² 0.412 аст. Adjusted R² ченаки ислоҳшудаест, ки шумораи тағйирёбандаҳои мустақилро ба назар мегирад ва ҳамчун 0.398 дода шудааст. Манбаъ ин арзишро чунин тафсир мекунад, ки модел %39.8 тағйироти қаноатмандии корбарро шарҳ медиҳад.

Манбаъ мегӯяд, ки %60.2 боқимонда аз омилҳои берун аз модели таҳқиқот таъсир мегирад. Бо ифодаи эҳтиёткоронаи оморӣ, модели сохташуда бо ин ду тағйирёбанда %60.2 варианси намунавиро шарҳ намедиҳад; дар ин таҳқиқот дақиқан чен нашудааст, ки ин қисм аз кадом тағйирёбандаҳо иборат аст.

Санҷиши F: оё ду тағйирёбанда якҷоя аҳамиятноканд?

Барои арзёбии якҷояи сифати хизматрасонӣ ва стратегияи таблиғоти рақамӣ F = 30.432 ва Sig. = 0.000 гузориш шудааст. Манбаъ азбаски Sig. < 0.05 аст, модели регрессия аҳамиятнок ва X1 бо X2 якҷоя бо Y робитаи аҳамиятнок доранд, мегӯяд.

Манбаъ натиҷаи ҷадвалро бо ибораи “model is valid and has a significant effect” тавсиф мекунад. Санҷиши F дар ин замина далел медиҳад, ки саҳми умумии регрессионии тағйирёбандаҳои мустақил аз ҷиҳати оморӣ аз сифр фарқ мекунад. Инро набояд ба маънои он васеъ кард, ки модел аз ҳар ҷиҳат бенуқсон аст ё “ягона модели дуруст”-ест, ки ҳамаи тағйирёбандаҳои имконпазирро фаро мегирад.

Натиҷаҳои гипотезаҳо

Тафсири таҳқиқот нисбат ба натиҷаи сифати хизматрасонӣ

Манбаъ коэффисиенти мусбати сифати хизматрасониро бо сифати техникии BTN Syariah Mobile, эътимоднокии система, амнияти амалиёт, осонии паймоиш ва тарҳи интерфейс алоқаманд мекунад. Тибқи тафсири муҳаққиқон, вақте барнома устувор кор мекунад ва мушкилоте ба монанди сустӣ ё хатои система кам мешаванд, таҷрибаи корбар метавонад мусбаттар гардад.

Ин механизм тафсири қисми муҳокимаи манбаъ аст; таҳқиқот озмоиш ё таҳлили самаранокии системаро, ки сабтҳои хатогиҳои техникии барномаро мустақиман чен кунад, анҷом надодааст. Сифати хизматрасонӣ аз ҷавобҳои пурсиши корбарон гирифта шудааст.

Тафсири таҳқиқот нисбат ба натиҷаи таблиғоти рақамӣ

Манбаъ коэффисиенти мусбати стратегияи таблиғоти рақамиро бо он шарҳ медиҳад, ки муҳтавои рақамӣ интизориҳои корбар ва арзиши даркшудаи хизматро шакл медиҳад. Махсусан барои насли Z муҳим будани коммуникатсияи мутобиқшаванда, ба осонӣ фаҳмо ва аз муҳтавои мувофиқ иборат таъкид мешавад.

Манбаъ инчунин муҳокима мекунад, ки мувофиқ омадани интизории тавассути таблиғ ташаккулёфта бо таҷрибаи воқеии хизмат метавонад қаноатмандиро дастгирӣ кунад. Аммо таҳқиқот маъракаи муайяни шабакаи иҷтимоиро ба таври таҷрибавӣ муқоиса накардааст ва алоҳида насанҷидааст, ки кадом платформа ё кадом шакли муҳтаво самараноктар аст.

Ҳангоми арзёбии якҷоя чӣ пайдо мешавад?

Тафсири асосии таҳқиқот ин аст, ки қаноатмандии корбарро танҳо бо кори техникии барнома ё танҳо бо коммуникатсияи маркетингӣ шарҳ додан мумкин нест. Модел кӯшиш мекунад тағйирёбандаи қаноатмандиро бо истифодаи якҷояи таҷрибаи хизмат ва идроки таблиғоти рақамӣ шарҳ диҳад.

Ин натиҷа нишон медиҳад, ки арзёбии якҷояи таҷрибаи техникии хизмат ва коммуникатсияи рақамӣ дар намунаи таҳқиқшуда аҳамиятнок аст. Аммо қувваи шарҳдиҳии модел бо Adjusted R² = 0.398 маҳдуд аст; худи манбаъ мустақиман қабул мекунад, ки тағйирёбандаҳои дигари берун аз таҳқиқот низ метавонанд муҳим бошанд.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ мекунад

• Дар намунаи 90-нафараи таҳқиқот холи сифати хизматрасонӣ бо қаноатмандии корбар робитаи регрессионии мусбат ва аз ҷиҳати оморӣ аҳамиятнок нишон дод.
• Холи стратегияи таблиғоти рақамӣ низ бо қаноатмандии корбар робитаи мусбат ва аз ҷиҳати оморӣ аҳамиятнок нишон дод.
• Ҳангоми баррасии якҷояи ду тағйирёбандаи мустақил модели асосии регрессия аз ҷиҳати оморӣ аҳамиятнок аст.
• Барои модели асосӣ R² = 0.412 ва Adjusted R² = 0.398 гузориш шудааст.
• Нишондиҳандаҳои пурсиш ба меъёрҳои эътиборнокии Pearson, ки манбаъ истифода кардааст, ҷавоб доданд.
• Арзишҳои Cronbach's Alpha-и се шкала аз 0.70 боло мебошанд.
• Санҷиши Kolmogorov-Smirnov, ки манбаъ истифода кардааст, дар сатҳи %5 ба рад нашудани фарзияи нормалӣ овард.
• Натиҷаҳои Tolerance ва VIF мувофиқи ҳаддҳои истифодашудаи манбаъ мултиколлинеарии ҷиддиро нишон надоданд.
• Мувофиқи ҳисобкунии санҷиши White-и манбаъ, мушкилоти гетероскедастикӣ вуҷуд надорад.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ намекунад ё мустақиман нишон намедиҳад

• Таҳқиқот таъсири қатъии сабабии сифати хизматрасониро ба қаноатмандӣ ба таври таҷрибавӣ исбот намекунад.
• Он намесанҷад, ки таблиғоти рақамӣ дар кадом платформаи муайяни шабакаи иҷтимоӣ бо кадом формати маърака самараноктар аст.
• Таҳқиқот вафодории муштариро ҳамчун тағйирёбандаи вобаста дар модели регрессия чен намекунад; тағйирёбандаи вобаста қаноатмандии корбар аст.
• Он исбот намекунад, ки коҳиши шумораи корбарони фаъол дар соли 2025 мустақиман аз сифати хизматрасонӣ ё таблиғот ба вуҷуд омадааст.
• Натиҷаҳоро ба ҳамаи корбарони насли Z-и бонкдории мобилӣ дар тамоми Индонезия ба таври автоматӣ умумӣ кардан мумкин нест.
• Натиҷаҳо тасдиқи мустақиман интиқолёфта барои бонкҳои дигар ё дигар барномаҳои молиявии рақамӣ нестанд.
• Таҳқиқот эътимод, идроки амният ё хусусиятҳои дигари мутобиқ ба шариатро ҳамчун тағйирёбандаҳои мустақили ҷудогона дар модели асосии регрессия насанҷидааст.
• Азбаски коэффисиентҳои стандартшудаи Beta дода нашудаанд, андозаи таъсири стандартшудаи тағйирёбандаҳоро муқоиса кардан мумкин нест.

Тавсияҳои манбаъ

Муҳаққиқон беҳтар кардани устувории системаи BTN Syariah Mobile, коҳиш додани хатогиҳо ва қатъшавиҳои техникӣ ва навсозии хусусиятҳоро мувофиқи ниёзҳои тағйирёбандаи насли Z тавсия медиҳанд.

Дар самти таблиғоти рақамӣ зиёд кардани истифодаи шабакаҳои иҷтимоӣ, омӯзишӣ ва интерактивӣ кардани муҳтаво ва бештар мутобиқ сохтани равиши коммуникатсионӣ ба рафтори рақамии насли Z тавсия мешавад.

Барои таҳқиқоти оянда ба модел илова кардани тағйирёбандаҳои мустақили иловагӣ, аз қабили идроки амният, эътимод ва дигар хусусиятҳои мутобиқ ба шариат тавсия мешавад. Ин тавсия нишон медиҳад, ки худи манбаъ қабул мекунад, ки қувваи шарҳдиҳии модели мавҷуда дар сатҳи Adjusted R² = 0.398 тамоми қаноатмандии корбарро фаро намегирад.

Маълумоти нокифоя барои такроршавандагӣ

• Матни 13 савол/ибораи аслии дар пурсиш истифодашуда дар мақола дода нашудааст.
• Чӣ гуна ҳар нишондиҳанда ба холи умумии тағйирёбанда муттаҳид шудааст, муфассал шарҳ дода нашудааст.
• Формула ва қадамҳои миёнаравии ҳисоби намунаи Slovin чоп нашудаанд.
• Версияи SPSS гузориш нашудааст.
• Санаи дақиқи гузаронидани пурсиш ё фосилаи ҷамъоварии маълумот ба таври равшан нишон дода нашудааст.
• Маҷмӯи додаҳои хоми иштирокчиён ё пайванди маълумоти иловагии боргиришаванда дода нашудааст.
• Дараҷаи озодӣ ва интихоби ҷадвали арзиши критикии хи-квадрат 113.145, ки дар санҷиши White истифода шудааст, шарҳ дода нашудааст.
• Барои коэффисиентҳои регрессия фосилаҳои эътимод гузориш нашудаанд.
• Коэффисиентҳои стандартшудаи Beta гузориш нашудаанд.
• Графикҳои муфассали бақияҳо ё таҳлилҳои ҳассосияти таъсир/мушоҳида гузориш нашудаанд.
• Дар PDF изҳороти ҷудогона дар бораи тасдиқи кумитаи ахлоқ ё ризоияти огоҳонаи иштирокчиён дида намешавад. Ин набудани чунин равандро исбот намекунад; танҳо нишон медиҳад, ки он дар мақола гузориш нашудааст.

Ёддошт оид ба Манбаъ ва Усул

Унвони аслӣ: The Effect of Service Quality and Digital Promotional Strategies on Gen Z Customers’ Satisfaction with Mobile Banking (Case Study of BTN Syariah Kudus)

Муаллифон: Putri Aria Kinanti; Ahmad Fauzan Mubarok; Miswan Ansori.

Тартиби муаллифон: Putri Aria Kinanti муаллифи якум, Ahmad Fauzan Mubarok дуюм ва Miswan Ansori сеюм аст.

Муассиса: Universitas Islam Nahdlatul Ulama, Jepara, Indonesia.

Муаллифи масъул / қайди тамос: Дар тарҳбандии PDF аломати мукотиба дар паҳлуи Ahmad Fauzan Mubarok ва суроғаи fauzan@unisnu.ac.id ҷойгир шудааст. Аммо дар сабти расмии мақолаи OJS Putri Aria ҳамчун “Primary Contact” нишон дода шудааст. Аз сабаби ин фарқи байни манбаъҳо як муаллифи масъул ба таври қатъӣ муайян карда нашудааст.

Саҳми баробар: Дар манбаъ изҳорот дар бораи саҳми баробар ё ҳаммуаллифии якум вуҷуд надорад.

Маҷалла: JURNAL IQTISAD: Reconstruction of Justice and Welfare for Indonesia.

Ҷилд / шумора: 13(1).

Саҳифаҳо: 1–20.

P-ISSN: 2303-3223.

E-ISSN: 2621-640X.

DOI: 10.31942/iq.v13i1.15377.

Санаи қабул барои баррасӣ: 18 Феврал 2026.

Санаи қабул: 25 Май 2026.

Санаи нашр: 1 Июн 2026.

Ношир / воҳиди нашр: Pusat Kajian dan Pengembangan Ilmu-ilmu Keislaman (PKPI2), Faculty of Islamic Studies, Wahid Hasyim University Semarang.

Навъи манбаъ: Мақолаи нашршудаи миқдорӣ ва эмпирикии маҷалла.

Ҳолати preprint: Ҳуҷҷати коркардшуда версияи нашршудаи маҷалла мебошад; ҳамчун preprint арзёбӣ нашудааст.

Ҳолати тақриз: Дар мақола санаҳои ирсол ва қабул гузориш шудаанд; аммо ҳангоми ин санҷиш саҳифаи расмии раванде, ки навъи модели тақризи махсуси IQTISAD-ро равшан муайян кунад, тасдиқ нашуд. Аз ин рӯ, таснифи минбаъда ба монанди “якҷониба нобино” ё “дуҷониба нобино” анҷом дода нашудааст.

Иҷозатнома: Creative Commons Attribution-ShareAlike 4.0 International (CC BY-SA 4.0).

Сабти расмии нашр: Сабти мақолаи IQTISAD бо DOI 10.31942/iq.v13i1.15377.

Соҳаи таҳқиқот: Бонкдории исломӣ, сифати хизматрасонии бонкдории мобилӣ, маркетинги рақамӣ ва қаноатмандии муштарӣ.

Тарҳи таҳқиқот: Миқдорӣ, муносибатӣ/associative.

Заминаи таҳқиқот: BTN Syariah Kudus Sub-Branch Office ва корбарони фаъоли насли Z-и BTN Syariah Mobile.

Ҷомеа: 810 муштарии фаъоли насли Z.

Намуна: 90 иштирокчӣ.

Интихоб: Интихоби мақсадноки ғайриэҳтимолӣ.

Меъёри иштирок: 18–27 сола будан ва корбари фаъоли BTN Syariah Mobile будан.

Ҷамъоварии маълумот: Пурсиш бо шкалаи панҷбаллии Likert; 1 = Strongly Disagree, 5 = Strongly Agree.

Нармафзори таҳлил: SPSS. Манбаъ рақами версияро намедиҳад.

Таҳлилҳои оморӣ: Санҷиши эътиборнокии бар асоси Pearson, санҷиши эътимоднокии Cronbach's Alpha, санҷиши нормалии One-Sample Kolmogorov-Smirnov, санҷиши мултиколлинеарии Tolerance/VIF, санҷиши гетероскедастикии White, регрессияи хаттии бисёргона, санҷиши t, санҷиши F, R² ва Adjusted R².

Ҳадди аҳамиятнокӣ: α = 0.05.

Регрессияи асосӣ: Y = 5.283 + 0.155X1 + 0.202X2.

Натиҷаи асосӣ: Барои сифати хизматрасонӣ B = 0.155, t = 2.258, p = 0.026; барои стратегияи таблиғоти рақамӣ B = 0.202, t = 3.846, Sig. = 0.000; барои модели умумӣ F = 30.432 ва Sig. = 0.000; R² = 0.412 ва Adjusted R² = 0.398.

Маблағгузорӣ: Дар PDF-и манбаъ изҳороти ҷудогонаи маблағгузорӣ гузориш нашудааст.

Бархӯрди манфиатҳо: Дар PDF-и манбаъ изҳороти ҷудогонаи бархӯрди манфиатҳо гузориш нашудааст.

Дастрасии маълумот: Маълумоти дохилии филиал ва натиҷаҳои коркардшудаи пурсиш дар мақола ҷамъбаст шудаанд; аммо data availability statement-и ҷудогона ё пайванди анбори додаҳои боргиришаванда барои маҷмӯи додаҳои хом дода нашудааст.

Кумитаи ахлоқ / ризоияти иштирокчӣ: Дар PDF-и манбаъ изҳороти ҷудогона дар бораи кумитаи ахлоқ ё ризоияти огоҳона дида намешавад. Набудани ин маълумот фарз карда нашуда, танҳо ҳамчун “гузориш нашудааст” сабт шудааст.

Саҳми муаллифон / CRediT: Дар манбаъ изҳороти ҷудогонаи CRediT ё саҳми муаллифон вуҷуд надорад.

Ҳудуди асосии тафсир: Таҳқиқот ба маълумоти пурсише асос ёфтааст, ки аз намунаи мақсаднок дар як зерфилиали бонк гирифта шудааст. Коэффисиентҳои регрессия робитаи омориро нишон медиҳанд; онҳо далели сабабияти таҷрибавӣ нестанд. Матни пурраи бандҳои пурсиш, версияи SPSS, маълумоти хом, коэффисиентҳои стандартшудаи Beta, фосилаҳои эътимод ва дараҷаи озодии арзиши критикии хи-квадрат дар санҷиши White дар манбаъ дода нашудаанд.