5. Bố cục đề t ài
2.5.1.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Kiểm định hệ số tương quan nhằm để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc.Nếu các biến có tương quan chặt thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến sau khi phân tích hồi quy.
Theo ma trận hệ số tương quan, biến phụ thuộc có quan hệ tương quan tuyến tính với năm biến độc lập. Trong đó, hệ số tương quan giữa phương tiện hữu hình và tính đáp ứng là cao nhất 0.125,hệ số tương quan giữa phương tiện hữu hình và sự đồng cảm là thấp nhất -0.004 tuy nhiên các khoảng cách này không quá cách biệt.
Như vậy có thể nói rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mô hìnhđể giải thích cho đánh giá chất lượng dịch vụ ngân hàng.Và giữa các biến độc lập cũng có quan hệ với nhau mặc dù hệ số tương quan không lớn lắm.Phần kết quả phân tích hồi quy sau này sẽ xác định xem các biến được giữ lại trong mô hình hồi quy tuyến tính có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hay không.
Phương tiện hữu hình
Tính đáp ứng
Năng lực phục vụ
Sự tin cậy
Sự đồng cảm
Đánh giá chung về chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại
Agribank Hải Lăng
Bảng 2.22: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến Chỉ tiêu Phương tiện hữu hình Tính đáp ứng Năng lực phục vụ Sự tin cậy Sự đồng cảm Phươngtiện hữu hình
Tương quan Pearson 1 .125 .091 .005 -.004
Mức ý nghĩa .128 .270 .952 .958
Tổng 150 150 150 150 150
Tính đáp ứng
Tương quan Pearson .125 1 .091 .098 .010
Mức ý nghĩa .128 .266 .233 .899
Tổng 150 150 150 150 150
Năng lực phục vụ
Tương quan Pearson .091 .091 1 -.046 -.042
Mức ý nghĩa .270 .266 .578 .607
Tổng 150 150 150 150 150
Sự tin cậy
Tương quan Pearson .005 .098 -.046 1 .070
Mức ý nghĩa .952 .233 .578 .392
Tổng 150 150 150 150 150
Sự đồng cảm
Tương quan Pearson -.004 .010 -.042 .070 1
Mức ý nghĩa .958 .899 .607 .392
Tổng 150 150 150 150 150
(Nguồn: Thông tin khách hàng - số liệu điều tra 2018) 2.5.1.3. Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố và kiểm định độ tin cậy thang đo, cho ra được các nhân tố có đủ điều kiện để tiến hành hồi quy. Kết quả của phân tích nhân tố chỉ cho biết các nhân tố có ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ ngân hàng bán
lẻcủa khách hàng, nhưng không cho biết cụ thể mức độ ảnh hưởng là bao nhiêu. Vì vậy muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố đó đến đánh giá chất lượng dịch vụ ngân hàng ta sử dụng phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi quy đa biến.
Ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
CLDV = + X1 + X2 + X3 + X4 + X5 +
Trong đó:
CLDV:đánh gíachung vềchất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ
: biến độc lập thứ i
: hệsố hồi qui riêng của biến thứ k
: sai số của phươngtrình hồi quy
2.5.1.4. Giả thuyết điều chỉnh
H0i: các nhân tố chính không có tác động vớichất lượng dịch vụ.
H1: phương tiện hữu hình có tác động cùng chiều với đánh giá chất lượng dịch vụ.
H2: tính đáp ứng có tác độngcùng chiều với đánh giá chất lượng dịch vụ.
H3: năng lực phục vụ có tác độngcùng chiều với đánh giá chất lượng dịch vụ.
H4: sự tin cậy có tác độngcùng chiều với đánh giá chất lượng dịch vụ.
H5: sự đồng cảm có tác động cùng chiều với đánh giá chất lượng dịch vụ.
2.5.1.5. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội
Mô hình thường không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện. Trong tình huống này R2 điều chỉnh được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độ phù hợp của mô hình ta dùng hệ số xác định R2điều chỉnh.
Bảng 2.23: Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội
Model Summary(b)
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn Durbin-Watson
1 .399(a) .559 .530 .79215 2.210
(Nguồn: Thông tin khách hàng - số liệu điều tra 2018)
a: biến phụ thuộcchất lượng dịch vụ
Hệ số xác định R2 điều chỉnh của mô hình này là 53,0%, thể hiện năm biến độc lập trong mô hình giải thích được 53,0% biến thiên của biến phụ thuộc đánh giá chất lượng dịch vụ ngân hàng ngân hàng bán lẻ tại Agribank Hải Lăng. Với giá trị này thìđộ phù hợp của mô hình là cao.
Để có thể suy diễn mô hình này thành mô hình của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm định F thông qua phân tích phương sai.
Bảng 2.24: Phân tích ANOVA Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương Giá trị F Mức ý nghĩa. Mô hình 1 Hồi quy 17.079 5 3.416 5.444 .000(a) Dư 90.361 144 .628 Tổng 107.440 149
(Nguồn: Thông tin khách hàng - số liệu điều tra 2018)
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), nếu mức ý nghĩa của kiểm định F bé hơn 0.05 thì bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1. Đối chiếu với kết quả bảng trên ta thấy mức ý nghĩa là 0.000 bé hơn 0.05. Như vậy mô hình là phù hợp, điều này có nghĩa là kết hợp của các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụ thuộc hay nói cách khác có ít nhất một biến độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Như vậy môhình hồi quyxây dựng là đảm bảo độ phù hợp, các biến độc lập có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc trong mô hình và mô hình này có thể suy rộng ra cho tổng thể.
2.5.1.6. Kiểm định phân phối chuẩn
Kiểm định phân phối chuẩn là điều kiện đảm bảo độ thỏa mãn cho các biến phân tích nhân tố.Theo Ths Đào Hoài Nam, Đại học Kinh tế TP.HCM thì hệ số đối xứng Skewness và hệ số tập trung Kurtosis được sử dụng để kiểm định phân phối chuẩn của các nhân tố. Một phân phối Skewness được xem là phân phối chuẩn khi Standard Error của nó nằm trong khoảng (-2; 2). Tương tự, một phân phối Kurtosis được xem là phân phối chuẩn khi Standard Erorr của nó nằm trong khoảng (-2; 2).
Bảng 2.25: Kiểm định phân phối chuẩn
Tên nhóm Nhân tố Phương tiện
hữu hình Tính đáp ứng Năng lực phục vụ Sự tin cậy Sự đồng cảm Tổng 150 150 150 150 150 Skewness -.629 -.325 -.242 .136 .031 Std. Error of Skewness .198 .198 .198 .198 .198 Kurtosis 1.027 .278 .121 -.139 -.102 Std. Error of Kurtosis .394 .394 .394 .394 .394
(Nguồn: Thông tin khách hàng - số liệu điều tra 2018)
Qua bảng phân tích, ta thấy giá trị Std. Error of Skewness và Std. Error of Kurtosis của các nhân tố đều nằm trong khoảng (-2; 2).Như vậy có thể kết luận các nhân tố trên là phân phối chuẩn.
2.5.2. Kết quả phân tích hồi quy
Phân tích hồi quybội được thực hiện với nămbiến độc lập bao gồm: phương Trường Đại học Kinh tế Huế
tích được thực hiện bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter).Đây là phương pháp mà SPSS sẽ xử lý tất cả các biến độc lập mà nhà nghiên cứu muốn đưa vào mô hình.
Qua phân tích số liệu ta thu được bảng sau:
Bảng 2.26: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp ENTER
Mô hình Hệ số không chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Beta T Mức ý nghĩa Thốngkê Cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Tolerance VIF
1 (Hằng số) - 1.551 .066 53.409 .000 Phương tiện hữu hình .099 .081 .095 1.228 .001 .978 1.022 Tính đáp ứng .307 .067 .359 4.619 .000 .968 1.033 Năng lực phục vụ .012 .071 .013 .167 .002 .981 1.020 Sựtin cậy .063 .064 .076 .981 .000 .983 1.017 Sự đồng cảm .012 .064 .015 .190 .001 .993 1.007
a. Biến phụ thuộc: Qúy khách hàng hoàn toàn hài lòngvới chất lượng, dịch vụ Agribank Hải Lăng
(Nguồn: Thông tin khách hàng - số liệu điều tra 2018
Để đảm bảo các biến độc lập đều thực sự có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm định t. Với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của các biến độc lập βk = 0 và với độ tin cậy 95%. Dựa vào kết quả bảng trên, ta có mức ý nghĩa của cả năm nhóm nhân tố đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thiết H0 (năm nhómnhân tố này
không giải thích được cho biến phụ thuộc) và chấp nhận các giải thiết H1, H2, H3, H4, H5 là cả năm nhóm nhân tố đều có thể giải thích biến thiên của biến phụ thuộc.
Như vậy dựa vào bảng trên ta cóphương trình hồi quythể hiện mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ ngân hàng với các nhóm yếu tố: phương tiện hữu hình, tính đáp ứng, năng lực phục vụ, sự tin cậy và sự đồng cảm được thể hiện qua đẳng thức sau:
CLDV = - 1.551 + 0.099X1 + 0.307 X2 + 0.012 X3 + 0.063 X4 + 0.012 X5 +
Trong đó:
CLDV:đánh giá chung vềchất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ
X1: phương tiện hữu hình
X2: tính đáp ứng
X3: năng lực phục vụ
X4: sự tin cậy
X5: sự đồng cảm
: Sai số ước lượng
Từ phương trình hồi quytuyến tính, ta có thể thấy đánh giá chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Agribank Hải Lăng của khách hàng chịu tác động của năm nhân tố.Trong đó chất lượng dịch vụ chịu ảnh hưởng bởi “tính đáp ứng” là mạnh nhất (0.307).
Tính đáp ứng là một nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến chất lượng, dịch vụ vớihệ số hồi quy lớn nhất là 0.307tác động cùng chiều. Từ kết quả hồi quy có β2= 0.307, mức ý nghĩa bé hơn 0.05, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi,khi mức độ tính đáp ứng tăng lên 1 đơn vịthì chất lượngdịch vụ tăng lên tương ứng là 0.307đơn vị.
Sau nhân tố tính đáp ứng thì nhân tố phương tiện hữu hình là nhân tố thứ hai ảnh hưởng lớn đến chất lượng dịch vụ. Dấu dương của hệ số β1 có ý nghĩa mối
quan hệ giữa nhân tố phương tiện hữu hình vàý định sử dụng dịch vụ có mối quan hệ cùng chiều. Từ kết quả hồi quy có β4 = 0.099 và mức ý nghĩa < 0.05, nghĩa là nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi phương tiện hữu hình tăng lên 1 đơn vị thì chất lượngdịch vụ tăng lên tương ứng là 0.099đơn vị.
Với cách giải thích tương tự cho hai nhân tố năng lực phục vụ và sự đồng cảm đều có mối quan hệ cùng chiều với chất lượng dịch vụ bởi có hệ số β3 vàβ5 đều dương, lần lượt là 0.012 và 0.012. Nghĩa là nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi mức độ dễ năng lực phục vụ tăng lên 1 đơn vị thì chất lượng dịch vụ cũng tăng lên 0.012 đơn vị và khi mức độ sự đồng cảm tăng lên 1 đơn vị thì chất lượng dịch vụ tăng lên tương ứng là 0.012 đơn vị.
Ngoài ra để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về đa cộng tuyến và tự tương quan.
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor - VIF). Kết quả phân tích hồi quy sử dụng phương pháp Enter, cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF khá thấp, giá trị cao nhất 1.033.Và độ chấp nhận của biến (Tolerance) khá cao, giá trị thấp nhất 0.968. Hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ hơn 10 và độ chấpnhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1 nên có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Tra bảng thống kê Durbin-Watson với số mẫu quan sát bằng 150 và số biến độc lập là 5 ta có du = 1.802. Như vậy, đại lượng d nằm trong khoảng (du, 4 - du) hay trong khoảng (1.802 ; 2.198) thì ta có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau. Kết quả kiểm định Durbin - Waston cho giá trị d = 2.027 nằm trong khoảng cho phép. Ta có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Như vậy kết quả mô hình hồi quy cho ra năm biến độc lập: phương tiện hữu hình, tính đáp ứng, năng lực phục vụ, sự tin cậy và sự đồng cảm có tác động đến biến phụ thuộc chất lượngdịch vụ được kiểm chứng là phù hợp và có thể suy rộng ra cho tổng thể toàn bộ khách hàng trên địa bàn huyện Hải Lăng.
Tóm tắt Chương 2: Chương 2 thể hiện rõ các kết quả nghiên cứu, là nội dung chính yếu của đề tài. Nội dung đầu tiên của chương là giới thiệu tổng quan về Agribank- Chi nhánh Hải Lăng từ khi thành lập đến nay, mô tả cụ thể cơ cấu tổ chức các phòng ban bộ phận cũng như các chức năng chính của mỗi bộ phận trong ngân hàng, những sản phẩm dịch vụ ngân hàng bán lẻ và sự hữu ích của chúng mà ngân hàng cung cấp nhằm đáp ứng nhu cầu khách hàng. Ngoài ra phân tích tình hình của hoạt động kinh doanh trong giai đoạn từ năm 2015 đến năm 2017 để thấy rõ sự phát triển không ngừng của ngân hàng nhằm trở thành một ngân hàng vững mạnh trên thị trường. Chương 2 đưa ra các kết quả sau khi phỏng vấn điều tra khách hàng và thông qua phân tích, xử lý phần mềm SPSS,các kết quả thống kê mô tả đặc điểm khách hàng cá nhân của Agribank tại địa bàn huyện Hải Lăng về giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, thu nhập. Chương này còn cho biết thực trạng sử dụng sản phẩm dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Agribank Hải Lăng của khách hàng, tình hình hiểu biết về chất lượng dịch vụ cũng như các nguồn thông tin mà khách hàng tiếp cận và thực trạng chất lượngdịch vụ của khách hàng. Nội dung quan trọng nhất của chương cho biết kết quả các yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến chất lượng dịch vụ tại Agribank Hải Lăng của khách hàng thông qua phương pháp phân tích nhân tố EFA và mức độ tác động cụ thể của từng nhân tố thông qua phương pháp phân tích hồi quy. Kết cuối cùng cho thấy có năm nhân tố tác động trực tiếp đến chất lượng dịch vụ tại Agribank Hải Lăng của khách hàng tại thị trường Hải Lăng, Quảng Trị. Và nội dung chương 3 sẽ đưa ra định hướng phát triển và giải pháp nhằm nâng caochất lượngdịch vụ ngân hàng bán lẻ dựa trên năm nhân tố này.
Chương 3: GIẢI PHÁP NÂNG CAO CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ NGÂN HÀNG BÁN LẺ TẠI NGÂN HÀNG NÔNG NGHIỆP VÀ PHÁT TRIỂN
NÔNG THÔN VIỆT NAM CHI NHÁNHHUYỆN HẢI LĂNG, QUẢNG TRỊ
3.1. Định hướng nâng cao chất lượng dịch vụ NHBL của Agribank Chi
nhánh huyện Hải Lăng, Quảng Trị
3.1.1. Định hướng chung của Agribank
Agribank định hướng đẩy mạnh các sản phẩm, dịch vụ NHBL đến năm 2020 như sau:
Tiếp tục giữ vững, phát huy vai trò NHTM hàng đầu, trụ cột trong đầu tư vốn cho nền kinh tế, chủ lực trên thị trường tài chính, tiền tệ nông thôn, kiên trì bám trụ mục tiêu “tam nông”, trước tiên là các hộ gia đình sản xuất nông, lâm, ngư, nghiệp, các DNVVN nhằm đáp ứng được yêu cầu chuyển dịch cơ cấu đầu tư cho sản xuất nông nghiệp, nông thôn, tăng tỷ lệ dư nợ lĩnh vực nông nghiệp, nông thôn, đạt 70% tổng dư nợ.
Định hướng trong kinh doanh là sản phẩm truyền thông làm nền tảng và cơ sở trong sự nghiệp phát triển của Agribank. Đối với các sản phẩm, dịch vụ truyền thống, cần được hoàn thiện, đổi mới, nâng cao chất lượng; đối với sản phẩm, dịch vụ hiện đại, bổ sung sản phẩm, dịch vụ mới có chất lượng, tiện ích cao, thể hiện đặc trung của Agribank và phù hợp với cu hướng chung của một ngân hàng