7. Kết cấu của đề tài
3.2.4. Phân tích định lượng các yếu tố cấu thành chất lượng dịchvụ giaodịch tạ
tại quầy tại Ngân hàng thương mại cổ phần Ngoại thương Việt Nam chi nhánh Thành Công
3.2.4.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Để xem xét mức độ phù hợp của dữ liệu với thang đo hay không, nghiên cứu đã tiến hành đánh giá các thang đo chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy theo các bước đã nêu ở chương 2.
a. Sự tin cậy (STC)
Yếu tố sự tin cậy được đo bằng 5 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,903 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 5 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 5 biến quan sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.14: Độ tin cậy của sự tin cậy (STC)
Nguồn: Tác giả thực hiện
Bảng 3.15: Hệ số tương quan biến của sự tin cậy (STC)
Nguồn: Tác giả thực hiện
b. Sự đáp ứng (SDC)
Yeu tố sự đáp ứng được đo lường bằng 5 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu
tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,845 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 5 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 5 biến quan sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
SDU 13.24 12.592 ______.616______ .823 SDU 2 13.11 11.210 .753 .785 SDU 13.27 12.090 .658 .812 SDU 13.26 10.506 .738 .789 SDU
5Cronbach's Alpha N of Items13.24 12.938 .508 .850
.890 6
Scale Mean if
Item Deleted if Item DeletedScale Variance Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted NLPV1 16.28 17.089 .823 .852 NLPV2 17.10 19.007 .649 .880 NLPV3 17.10 19.180 .655 .879 NLPV4 16.45 18.779 .704 .872 NLPV5 16.56 17.113 .832 .851 NLPV6 16.84 17.822 .615 .890
Nguồn: Tác giả thực hiện
Bảng 3.17: Hệ số tương quan biến của sự đáp ứng (SDU)
Nguồn: Tác giả thực hiện
c. Năng lực phục vụ (NLPV)
Yeu tố năng lực phục vụ được đo lường bằng 6 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.890 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 6 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 6 biến quan
sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA. Bảng 3.18: Độ tin cậy của năng lực phục vụ (NLPV)
Nguồn: Tác giả thực hiện
Scale Mean if
Item Deleted if Item DeletedScale Variance Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SDC 1SDC 12.0912.18 10.8689.664 .507.743 .834.770 SDC3 11.70 9.379 .731 .771 SDC 12.28 9.478 .686 .785 SDC
5Cronbach's Alpha N of Items12.27 10.857 .512 .832
.952 9
Nguồn: Tác giả thực hiện
d. Sự đồng cảm (SDC)
Yeu tố sự đồng cảm được đo lường bằng 5 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.834 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 5 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 5 biến quan sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.20: Độ tin cậy của sự đồng cảm (SDC)
Nguồn: Tác giả thực hiện
Bảng 3.21: Hệ số tương quan biến sự đồng cảm (SDC)
Nguồn: Tác giả thực hiện
e. Phương tiện hữu hình (PTHH)
Yếu tố phương tiện hữu hình được đo lường bằng 9 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.952 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 9 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 9 biến quan sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
PTHH1 31.58 50.472 .772 .948 PTHH2 31.60 49.473 .778 .947 PTHH3 31.80 48.445 .838 .944 PTHH4 31.69 50.183 .778 .947 PTHH5 31.75 48.555 .857 .943 PTHH6 31.73 48.695 .888 .942 PTHH7 31.85 48.431 .831 .945 PTHH8 31.88 49.099 .771 .948 PTHH9 31.71 48.856 .751 .949
Cronbach's Alpha N of Items
.931 6
Scale Mean if
Item Deleted if Item DeletedScale Variance Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SHL1 16.05 19.165 .880 .908 SHL2 16.37 19.368 .842 .913 SHL3 16.56 19.859 .705 .931 SHL4 16.59 19.616 .777 .921 SHL5 15.86 19.710 .813 .916 SHL6 16.58 20.115 .781 .921
Nguồn: Tác giả thực hiện
Bảng 3.23: Hệ số tương quan biến phương tiện hữu hình (PTHH)
Nguồn: Tác giả thực hiện
f. Sự hài lòng của khách hàng (SHL)
Yếu tố sự hài lòng của khách hàng được đo lường bằng 6 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu được kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.931 > 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 6 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 6 biến quan sát này đều có thể được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.24: Độ tin cậy của sự hài lòng của khách hàng (SHL)
Nguồn: Tác giả thực hiện
Sphericity ^Df 435-
.000
Nguồn: Tác giả thực hiện 3.2.4.2. Phân tích nhân tố
Phân tích nhân tố thông qua kiểm định KMO và Bartlett’s để thấy được mức độ
phù hợp của phân tích EFA với số liệu thu thập được như thế nào, được thực hiện như sau:
Sau khi đã loại bỏ các yếu tố không phù hợp trong phân tích nhân tố EFA, luận văn tiến hành phân tích nhân tố với 5 yếu tố: Sự tin cậy (5 biến quan sát), Sự đáp ứng
(5 biến quan sát), Năng lực phục vụ (6 biến quan sát), Sự đồng cảm (5 biến quan sát),
Yếu tố hữu hình (9 biến quan sát) và thu được kết quả như sau:
Bảng 3.26: Kiểm định sự phù hợp trong phân tích nhân tố của thang đo chất lượng lượng dịch vụ tín dụng
824 82 37251 3
Nguồn: Tác giả thực hiện
Kết quả cho thấy chỉ số KMO là 0,931 > 0,5 và Bartlett’s Test có mức ý nghĩa
Sig. là 0,000 < 0,05 nên thỏa mãn điều kiện phân tích nhân tố (Bảng 3.26). Qua Phụ lục 5 ta thấy có trị số đặc trưng Eigenvalues được phân tích từ 30 biến quan sát. Có 04 nhân tố có trị số đặc trưng Eigenvalues lớn hơn 1 còn lại 26 nhân tố khác có trị số đặc trưng Eigenvalues nhỏ hơn 1. Vậy với 4 nhân tố này có thể đại diện cho 30 biến quan sát khi đánh giá chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy và 4 nhân tố này giải thích
được 71,350% sự biến thiên của dữ liệu.
Sau khi thực hiện 5 lần phép xoay nhân tố Varimax. Các biến quan sát thỏa mãn tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố của biến quan sát lớn hơn 0,5 và chia thành 3 nhóm nhân tố được trình bày trong Phụ lục 6. Việc phân tích nhân tố được tác giả tiến hành
đã chỉ ra rằng trong 30 yếu tố của 5 thang đo đã được điều chỉnh thành 20 yếu tố của 3 thang đo. Các thang đo này được trình bày trong Phụ lục 7.
3.2.4.3. Phân tích hồi quy
Ket quả phân tích hồi quy đã phản ánh mức độ ảnh hưởng chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy đến sự hài lòng của khách hàng với phương pháp phân tích được chọn lựa là phương pháp Enter. Kết quả phân tích mô hình hồi quy được trình bày ở các bảng 3.29 - 3.30.
Ta đặt:
SDU (giá trị trung bình) gồm các biến: SDU1, SDU2, SDU3, SDU4, SDC2, SDC3, SDC4, NLPV1, NLPV2. NLPV5
PTHH (giá trị trung bình) gồm các biến: PTHH1, PTHH3, PTHH4, PTHH5, PTHH6, PTHH7, PTHH8, PTHH9
SDC (giá trị trung bình) gồm các biến: SDC1, SDU5
HL (giá trịn trung bình) gồm các biến: HL1, HL2, HL3, HL4, HL5, HL6 Sau khi thực hiện phân tich hồi quy sẽ thu được kết quả sau:
82
Total 143.349 1
85
Model UnstandardizedCoefficients StandardizedCoefficients t Sig. ______Statistics______Collinearity B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.1 12 . 129 -.866 .387 SDU . 695 047 . __________.680 14.848 .000 461 . 2.169 PTHH . 156 . 048 __________.1 56 3.2 48 . 001 . 419 2.386 SDC . 153 . 040 __________.1 60 3.8 35 . 000 . 558 1.793
Nguồn: Tác giả thực hiện
Với R2 = 0,824 cho thấy sự tương thích của mô hình với biến quan sát là cao và 82,4% sự biến động của sự hài lòng của khách hàng được giải thích bởi chất lượng
dịch vụ giao dịch tại quầy tại ngân hàng. Bên cạnh đó giá trị R2 (hiệu chỉnh) = 0,821 phản ánh chính xác hơn sự phù hợp của mô hình với tổng thể, có nghĩa tồn tại mô hình hồi quy tuyến tính giữa sự hài lòng của khách hàng với các nhân tố của chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy (Bảng 3.27).
Bảng 3.28: Phân tích phương sai
Nguồn: Tác giả thực hiện
nhận (Tolerance > 0,0001) (Bảng 3.28).
Thêm vào đó, tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mô hình đều <10 thể hiện tính đa cộng tuyến của các biến độc lập là không đáng kể và các biến trong mô hình được chấp nhận (sig<0,005). Hệ số Durbin Watson dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin đạt được là 1,523 (Bảng 3.27) nằm trong khoảng từ 1 đến 3 và chấp nhận giả thuyết không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình. Như vậy, mô hình hồi quy bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra kết quả nghiên cứu.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội cho thấy 3 thành phần trong thang đo chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy là sự đáp ứng, sự đồng cảm và phương tiện hữu
hình có ý nghĩa thống kê và có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của khách hàng
với mức ý nghĩa Sig.0,00 nên các giả thuyết H2, H4, H5 đề ra trong mô hình ở Chương II được chấp nhận. Đối với hằng số Bêta (hệ số chưa chuẩn hóa) có mức ý nghĩa lớn hơn giá trị 0,05 nên không có ý nghĩa trong mô hình hồi quy này, chưa đủ
cơ sở để chấp nhận các giải thuyết H1, H3.
Dựa trên hệ số chưa chuẩn hóa của kết quả phân tích hồi quy bội, mức độ ảnh hưởng của các thành phần trong thang đo chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy đến sự hài lòng của khách hàng được thể hiện trong biểu thức sau:
SHLi = 0,695 x SDUi + 0,153 x SDCi + 0,156 x PTHHi + Ui
Trong đó, thành phần sự đáp ứng có ảnh hưởng nhiều nhất đến sự hài lòng của khách
hàng, tiếp theo là phương tiện hữu hình và cuối cùng là sự đồng cảm. Điều này có nghĩa là sự đáp ứng nhanh chóng, khẩn trương và sẵn sàng phục vụ của nhân viên giao dịch đối với khách hàng có tác động nhiều đến sự hài lòng, do đó ngân hàng cần
chú ý và quan tâm hơn tới các yếu tố thuộc thành phần trên. Bên cạnh đó khách hàng cũng đánh giá cao sự đồng cảm và các yếu tố thuộc phương tiện hữu hình của ngân hàng, thể hiện điểm mạnh của ngân hàng, tạo điều kiện nâng cao tính cạnh tranh và gia tăng sự hài lòng của khách hàng.
Tuy nhiên, đây là nghiên cứu thực hiện tại một thời điểm nhất định nên kết quả phân tích hồi quy bội mối quan hệ giữa các thành phần trong chất lượng dịch vụ giao dịch tại quầy đến sự hài lòng của khách hàng chỉ có ý nghĩa tại thời điểm thực hiện khảo sát.