Bảng 4.3: Kết quả EFA các thành phần chất lƣợng dịch vụ tín dụng bán lẻ TT Biến quan sát 1 2 3 Nhân tố 4 5 6 1 TCY1 ,120 ,643 ,236 ,127 ,185 ,205 2 TCY2 ,232 ,698 ,232 ,147 ,136 3 TCY3 ,801 ,104 ,152 4 TCY4 ,130 ,735 ,110 ,238 ,115 ,112 5 TCY5 ,647 ,214 6 DBO1 ,259 ,245 ,144 ,590 ,140 7 DBO2 ,141 ,189 ,139 ,302 ,631 ,163 8 DBO3 ,138 ,167 ,286 ,653 ,191 9 DBO4 ,158 ,103 ,358 ,203 ,610 10 DBO5 ,198 ,194 ,674 11 DUG1 ,218 ,739 ,138 ,205 12 DUG2 ,176 ,131 ,767 ,163 ,207 ,145 13 DUG3 ,188 ,161 ,666 ,278 ,159 14 DUG4 ,277 ,709 ,150 15 DCM1 ,158 ,159 ,127 ,641 ,250 ,195 16 DCM2 ,186 ,103 ,798 ,122 17 DCM3 ,154 ,209 ,267 ,681 ,150 18 DCM4 ,133 ,279 ,150 ,686 ,169 19 TCN1 ,657 ,113 ,147 ,170 ,256 20 TCN2 ,731 ,130 ,151 ,158 ,234 ,145 21 TCN3 ,765 ,190 ,159 ,103 22 TCN4 ,687 ,288 ,151 ,187 23 TCN5 ,742 ,177 ,172 24 LST1 ,132 ,335 ,220 ,167 ,113 ,720 25 LST2 ,127 ,318 ,113 ,800 26 LST3 ,177 ,152 ,823 Eigenvalue 9,063 2,364 1,516 1,343 1,187 1,016 Phương sai trích 12,432 24,593 35,081 45,917 54,939 63,423 Cronbach's alpha 0,848 0,822 0,813 0,800 0,782 0,835
- 55 -
Kết quả phân tích EFA thang đo các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ (bảng 4.3) cho thấy:
- Chỉ số KMO = 0,926 >0,5; giá trị sig = 0,000 <0,05, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
- 26 biến quan sát đo lường 06 thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ được trích vào 06 nhân tố giữ nguyên gốc các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ như đề xuất trong mô hình lý thuyết tại Eigenvalue = 1,016 và phương sai trích đạt 63,42%, đồng thời, tất cả biến quan sát được rút trích vào các nhân tố đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn ≥ 0,5 và chênh lệch trọng số tải nhân tố (Factor Loading) > 0,3. Vì thế, kết quả EFA được chấp nhận và có thể sử dụng cho bước phân tích hồi qui tiếp theo.
4.2.2.2 Phân tích nhân tố các thang đo biến phụ thuộc
Bảng 4.4: Kết quả EFA các thành phần thang đo sự hài lòng chung TT Biến quan sát Nhân tố 1 HLG1 ,874 2 HLG2 ,904 3 HLG3 ,909 Eigenvalue 2,407 Phương sai trích 80,27 Cronbach's alpha 0,862
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả phân tích EFA thang đo sự hài lòng của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ (bảng 4.3) cho thấy:
- Chỉ số KMO = 0,735 >0,5; giá trị sig = 0,000 <0,05, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
- 03 biến quan sát của thang đo sự hài lòng của khách hàng được rút trích vào cùng 01 nhân tố tại Eigenvalue = 2,407 và phương sai trích đạt 80,27 %, đồng thời, tất cả biến quan sát đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn ≥ 0,5 (bảng 4.4). Vì thế kết quả EFA thang đo biến phụ thuộc là phù hợp cho bước phân tích hồi quy tiếp theo.
- 56 -
Như vậy, với kết quả đánh giá các thang đo bằng Cronbach's alpha và EFA trên đây, thì các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ và thang đo sự hài lòng được giữ nguyên gốc. Vì thế, mô hình lý thuyết và các giả thuyết nghiên cứu đề xuất ban đầu được giữ nguyên.
4.3. PHÂN TÍCH HỒI QUI TUYẾN TÍNH BỘI 4.3.1 Kiểm tra ma trận hệ số tƣơng quan 4.3.1 Kiểm tra ma trận hệ số tƣơng quan
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định tƣơng quan Peason
Correlations
TCY DBO DUG DCM TCN LST HLG TCY Pearson Correlation 1 ,467** ,370** ,498** ,392** ,564** ,591**
Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 DBO Pearson Correlation 1 ,531** ,556** ,574** ,408** ,583**
Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 DUG Pearson Correlation 1 ,495** ,562** ,366** ,525**
Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 DCM Pearson Correlation 1 ,477** ,358** ,466** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 TCN Pearson Correlation 1 ,347** ,543** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 LST Pearson Correlation 1 ,555** Sig. (2-tailed) ,000 HLG Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed)
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2- tailed).
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả kiểm tra hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau và giữa chúng với biến phụ thuộc bằng phương pháp pearman (bảng 4.5) cho thấy, tất cả các biến trong ma trận có hệ số Pearson dao động từ 0,370 đến 0,591 và đều có sig. = 0,000 chứng tỏ các biến có mối quan hệ chặt chẽ với nhau. Đồng thời, hệ số tương quan các biến đều < 0,85 nên có khả năng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Điều này chứng tỏ các biến độc lập có nhiều khả năng giải thích cho biến phụ thuộc, đồng thời
- 57 -
các biến độc lập đạt giá trị phân biệt. Vì thế, tác giả dự đoán mô hình hồi qui bội có dạng như sau:
YHLG = β0 + β1TCY + β2DBO + β3DUG + β4DCM + β5TCN + β6LST + ei
4.3.2 Kiểm định mô hình hồi qui và các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả tóm tắt mô hình hồi qui bằng lệnh Stepwise (đưa từng biến độc lập vào mô hình) được thể hiện trên bảng 4.6 cho thấy, mô hình 5 (gồm các biến độc lập: Tin cậy TCY; Đảm bảo DBO; Lãi suất LST; Tiếp cận TCN; Đáp ứng DUG) được chọn, vì có R2 điều chỉnh cao nhất (55,2 %) và Sai số của sai lệch chuẩn bé nhất (0,72328).
Bảng 4.6: Mô hình tóm tắt Model Summaryf Model R R Square Adjuste d R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 ,591a ,349 ,347 ,87304 ,349 231,856 1 433 ,000 2 ,685b ,469 ,467 ,78888 ,121 98,308 1 432 ,000 3 ,715c ,511 ,508 ,75829 ,041 36,564 1 431 ,000 4 ,737d ,543 ,539 ,73373 ,032 30,333 1 430 ,000 5 ,746e ,557 ,552 ,72328 ,014 13,512 1 429 ,000 1,891 a. Predictors: (Constant), TCY
b. Predictors: (Constant), TCY, DBO
c. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
d. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST, TCN
e. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST, TCN,DUG
f. Dependent Variable: HLG
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả phân tích ANOVA trên bảng 4.7 cho thấy: giá trị kiểm định F của mô hình được lựa chọn (mô hình 5) = 107,934 có ý nghĩa thống kê (Sig = 0,000 < 0,05). Nghĩa là, giả thuyết H0: tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ
- 58 -
thuộc bị bác bỏ. Vì thế, mô hình hồi quy được lựa chọn trên đây mô hình 5 phù hợp dữ liệu thị trường về tổng thể.
Bảng 4.7: Kết quả ANOVA
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả xác định hệ số hồi qui của các biến độc lập được thể hiện trên bảng 4.8 cho thấy: sự giải thích của các biến độc lập (nhân tố) đều có ý nghĩa thống kê (<0,05). Vì thế, dựa vào kết quả này cho phép kết luận:
ANOVAf
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 176,719 1 176,719 231,856 ,000a Residual 330,030 433 ,762 Total 506,749 434 2 Regression 237,900 2 118,950 191,134 ,000b Residual 268,850 432 ,622 Total 506,749 434 3 Regression 258,924 3 86,308 150,101 ,000c Residual 247,825 431 ,575 Total 506,749 434 4 Regression 275,254 4 68,814 127,820 ,000d Residual 231,495 430 ,538 Total 506,749 434 5 Regression 282,323 5 56,465 107,934 ,000e Residual 224,427 429 ,523 Total 506,749 434 a. Predictors: (Constant), TCY
b. Predictors: (Constant), TCY, DBO c. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST d. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST, TCN e. Predictors: (Constant), TCY, DBO, LST, TCN, DUG f. Dependent Variable: HLG
- 59 -
Bảng 4.8: Các thông số của từng biến trong phƣơng trình hồi qui
Model Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuyến B Std. Error Beta Độ chấp nhận
của biến VIF
5 (Constant) -1,497 ,300 -4,990 ,000 TCY ,330 ,054 ,253 6,126 ,000 ,605 1,653 DBO ,299 ,065 ,199 4,599 ,000 ,554 1,806 LST ,270 ,050 ,217 5,406 ,000 ,642 1,558 TCN ,233 ,059 ,169 3,967 ,000 ,569 1,759 DUG ,180 ,049 ,152 3,676 ,000 ,604 1,656 a. Dependent Variable: HLG
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Một là, các giả thuyết: H1, H2, H3, H5, H6 được đề xuất trong mô hình lý thuyết ban đầu (hình 2.3) đều được chấp nhận; ngoại trừ giả thuyết H4 bị bác bỏ, nói cách khác chưa tìm thấy Sự đồng cảm có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của khách hàng; các giả thuyết H1,H2, H3, H5, H6 được chấp nhận (bảng 4.9)
Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Nội dung
Kết quả kiểm định
H1 Sự tin cậy ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của khách
hàng Chấp nhận
H2 Sự đảm bảo ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của
khách hàng Chấp nhận
H3 Sự đáp ứng ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của khách
hàng Chấp nhận (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
H5 Khả năng tiếp cận dịch vụ tín dụng có mối quan hệ cùng
chiều đến sự hài lòng của khách hàng Chấp nhận
H6 Lãi suất tín dụng hợp lý có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài
lòng của khách hàng Chấp nhận
H4 Sự đồng cảm ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của
khách hàng Bác bỏ
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Đồng thời, mô hình hồi qui dạng chưa chuẩn hóa về sự hài lòng của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ tại BIDV Quảng Ngãi được xác định như sau:
- 60 -
HLG = -1,497 + 0,330 TCY + 0,299 DBO + 0,270 LST + 0,233 TCN + 0,180 DUG Trong đó:
- HLG: Sự hài lòng của khách hàng - TCY: Sự tin cậy
- DBO: Sự đảm bảo - LST: Lãi suất tín dụng
- TCN: Khả năng tiếp cận dịch vụ tín dụng - DUG: Sự đáp ứng
Thứ hai,mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ đến sự hài lòng của khách hàng tại BIDV Quảng Ngãi được xác định như sau:
- Sự tin cậy là thành phần có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Tin cậy tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,330 đơn vị.
- Lãi suất tín dụng là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ hai đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Lãi suất tín dụng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,270 đơn vị.
- Sự đảm bảo là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ ba đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Sự đảm bảo tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,299 đơn vị.
- Lãi suất tín dụng là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ ba đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Lãi suất tín dụng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,270 đơn vị.
- Khả năng tiếp cận dịch vụ tín dụng là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ tư đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Khả năng tiếp cận dịch vụ tín dụng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,233 đơn vị.
- Sự đáp ứng là thành phần có ảnh hưởng yếu nhất đến sự hài lòng của khách hàng. Cụ thể là, khi Sự đáp ứng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng tăng, giảm 0,180 đơn vị.
- 61 -
4.3.3 Kiểm tra vi phạm các giả định của mô hình hồi qui
Giả định liên hệ tuyến tính
Kết quả phân tích hồi quy trên bảng 4.6 cho thấy hệ số Durbin-Watson = 1,891 (xấp xỉ =2), vì thế cho phép kết luận không có tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Hình 4.1. Biểu đồ tần số phần dƣ chuẩn hóa Histogram
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu)
Quan sát biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram (hình 4.1) cho thấy, giá trị trung bình của các quan sát Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,994 ( xấp xỉ =1). Vì thế, cho phép kết luận giả định phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến)
Kết quả trên bảng 4.8 cho thấy, giá trị chấp nhận của các biến độc lập (Tolerance) đều lớn hơn 0,5 (nhỏ nhất là 0,554); độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1,806). Vì thế, cho phép khẳng định không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- 62 -
Hình 4.2: Đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa cho thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường thẳng đi qua tung độ 0, mà không tuân theo một qui luật (hình dạng) nào. Vì thế, cho phép kết luận giả định liên hệ tuyến tính không vi phạm.
Hình 4.2. Đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Giả định phương sai của sai số không đổi
Bảng 4.10: Ma trận tƣơng quan hạng Spearman’s Rho
TCY DBO DUG TCN LST HLG ABScuare
TCY Correlation Coefficient 1,000 ,436** ,377** ,374** ,579** ,593** -,101*
Sig. (2-tailed) , ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,035
DBO Correlation Coefficient ,436** 1,000 ,538** ,551** ,418** ,580** ,009
Sig. (2-tailed) ,000 , ,000 ,000 ,000 ,000 ,852
DUG Correlation Coefficient ,377** ,538** 1,000 ,577** ,357** ,513** -,018
Sig. (2-tailed) ,000 ,000 , ,000 ,000 ,000 ,714 TCN Correlation Coefficient ,374** ,551** ,577** 1,000 ,335** ,537** ,072 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 , ,000 ,000 ,136 LST Correlation Coefficient ,579** ,418** ,357** ,335** 1,000 ,562** -,028 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 , ,000 ,554 HLG Correlation Coefficient ,593** ,580** ,513** ,537** ,562** 1,000 ,001 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 , ,987
ABScuare Correlation Coefficient -,101* ,009 -,018 ,072 -,028 ,001 1,000
Sig. (2-tailed) ,035 ,852 ,714 ,136 ,554 ,987 ,
ABScuare: Giá trị tuyệt đối của phần dư
- 63 -
Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman’s Rho (bảng 4.10) cho thấy hệ số tương quan giữa trị tuyệt đối của phần dư với các biến DBO; DUG; TCN; LST; HLG không có ý nghĩa thống kê. Chứng tỏ không thể bác bỏ giả thuyết H0 (Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0). Vì thế, cho phép kết luận giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mô hình hồi qui tuyến tính không bị vi phạm. Vì thế, cho phép khẳng định mô hình hồi qui và các giả thuyết: H1, H2, H3, H5, H6 đã được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận.
4.4 Đo lƣờng giá trị trung bình các thành phần chất lƣợng dịch vụ tín dụng bán lẻ tại BIDV Quảng Ngãi tại BIDV Quảng Ngãi
Nghiên cứu này thực hiện phương pháp lấy mẫu xác suất, vì thế về nguyên tắc thống kê cho phép xấp xỉ các tham số của mẫu nghiên cứu với tham số của tổng thể nghiên cứu. Trong nội dung này, tác giả xấp xỉ giá trị trung bình các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ tại BIDV Quảng Ngãi của mẫu nghiên cứu với giá trị trung bình các thành phần này của tổng tổng thể nghiên cứu (bảng 4.11).
Kết quả thống kê trên bảng 4.11 cho thấy, ở thời điểm hiện tại chỉ số hài lòng của khách hàng đối với các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng bán lẻ của BIDV Quảng Ngãi có sự khác biệt đáng kể. Đó là, trong khi 03 thành phần: Sự đảm bảo (DBO); Sự đáp ứng (DUG) và Khả năng tiếp cận dịch vụ (TCN) được khách hàng đánh giá tương đối cao (giá trị trung bình của các thành phàn này lần lượt là: 5,420; 5,250 và 5,528 so với giá trị trung bình của thang đo là 4,0), thì 02 thành phần: Sự tin cậy (TCY) và Lãi suất tín dụng (LST) chỉ được đánh giá trên mức trung bình (giá trị trung bình của các thành phần này lần lượt là: 4,634 và 4,746 so với giá trị trung bình của thang đo là 4,0). Trong đó, các biến đạt chỉ số hài lòng thấp bao gồm: TCY3 (BIDV bảo mật thông tin cho khách hàng) =4,10; TCY4 (BIDV giải quyết thỏa đáng các khiếu nại của khách hàng) =4,66 (đo lường thành phần Sự tin cậy); LST1 (BIDV có chính sách lãi suất linh hoạt) =4,74; LST2 (Chế độ lãi suất phù hợp từng loại sản phẩm tín dụng bán lẻ) =4,66 (đo lường thành phần Lãi suất tín dụng); DUG3 (Nhân viên luôn sẵn lòng giúp đỡ khách hàng khi có nhu cầu) =4.71 (đo lường thành phần Sự đáp ứng).
- 64 -
Bảng 4.11: Giá trị trung bình các thành phần chất lƣợng dịch vụ tín dụng bán lẻ tại BIDV Quảng Ngãi
Biến quan sát trung bình Giá trị Mode Độ lệch