8. TỔNG QUAN VỀ LĨNH VỰC NGHIÊN CỨU
4.2. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CHÍNH THỨC
4.2.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Sau khi tiến hành khảo sát, thu được tổng cộng 229 mẫu, trong đó có 200 mẫu hợp lệ. Như vậy, số mẫu được sử dụng trong để phân tích là 200 mẫu, đảm bảo cỡ mẫu N = 5*n, với n = 23.
Biểu đồ 4.1: Phân bố mẫu theo giới tính
Biểu đồ 4.1 cho thấy mẫu khảo sát có tỷ lệ nam nhiều hơn nữ (lần lượt là 54% và 46%). Tuy nhiên, mức độ chênh lệch không nhiều.
Biểu đồ 4.2: Phân bố mẫu theo độ tuổi
Biểu đồ 4.2 cho thấy độ tuổi dưới 25 tuổi chiếm tỷ lệ cao nhất với 33,00%, các nhóm tuổi còn lại chiếm tỷ lệ gần bằng nhau, chỉ có nhóm tuổi trên 45 chiếm tỷ lệ thấp nhất với 12,5%. Như vậy, nhóm tuổi sử dụng dịch vụ NHĐT phổ biến ở giới trẻ, ngược lại, những khách hàng lớn tuổi (trên 45 tuổi) sử dụng dịch vụ ít hơn.
54% 46% Nam Nữ 33% 25% 29.5% 12.5% Dưới 25 tuổi Từ 25 tuổi đến 35 tuổi Từ 36 tuổi đến 45 tuổi Trên 45 tuổi
Biểu đồ 4.3: Phân bố mẫu theo thu nhập
Biểu đồ 4.3 cho thấy mẫu khảo sát chỉ có 1,59% khách hàng có thu nhập dưới 3 triệu, 38,50% khách hàng có thu nhập từ 3 - 5 triệu đồng, 32,50% khách hàng có thu nhập từ 5– 10 triệu đồng, 27,50% khách hàng có thu nhập trên 10 triệu đồng. Như vậy, đối tượng khách hàng quan tâm và sử dụng thanh toán qua NHĐT là những khách hàng có thu nhập trung bình khá (3 - 10 triệu đồng).
Biểu đồ 4.4: Phân bố mẫu theo trình độ học vấn
Biểu đồ 4.4 cho thấy trình độ học vấn: đa số khách hàng được khảo sát đều là đại học chiếm tỷ lệ 39,0%; chỉ có một số ít khách hàng trình độ phổ thông trung học chiếm tỷ lệ rất nhỏ 9,5%. 1.50% 38.50% 32.50% 27.50% Dưới 3 triệu Từ 3 triệu đến dưới 5 triệu Từ 5 triệu đến dưới 10 triệu Trên 10 triệu 9.50% 29.50% 39.00% 8.50% 13.50% Phổ thông trung học Cao đẳng trung cấp Đại học Trên đại học Khác
Biểu đồ 4.5: Phân bố mẫu thời gian sử dụng dịch vụ NHĐT
Biểu đồ 4.5 cho thấy, hầu hết khách hàng sử dụng dịch vụ NHĐT của BIDV Tiền Giang đều trên 3 năm chiếm tỷ lệ 38,00%; dưới 1 năm chiếm tỷ lệ rất thấp 8,50%. Điều này cho thấy BIDV Tiền Giang đã xây dựng mối quan hệ tốt, bền vững, luôn tạo sự tin tưởng ở khách hàng; đa số đây là khách hàng truyền thống luôn trung thành với dịch vụ NHĐT của ngân hàng.
4.2.2. Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s alpha
Hệ số Cronbach’s alpha là một hệ số kiểm định thống kê về mức độ tin cậy và tương quan giữa các biến quan sát trong thang đo. Hệ số tin cậy Cronbach’s alpha chỉ cho biết các đo lường có liên kết với nhau hay không, nhưng không cho biết biến quan sát nào cần bỏ đi và biến quan sát nào cần giữ lại. Khi đó, việc tính toán hệ số tương quan giữa biến – tổng sẽ giúp loại ra những biến quan sát nào không đóng góp nhiều cho sự mô tả của khái niệm cần đo (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Theo đó, ta sẽ loại các biến quan sát có hệ số tương quan biến – tổng nhỏ (nhỏ hơn 0,4); tiêu chuẩn chọn thang đo khi có độ tin cậy Cronbach’s alpha lớn hơn 0,6 (Cronbach’s alpha càng lớn thì độ tin cậy nhất quán nội tại càng cao) (Nunally & Burnstein 1994; Nguyễn Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai Trang, 2009).
8.50%
17%
36.50%
38% Dưới 1 năm
1 năm - dưới 2 năm 2 năm - dưới 3 năm Trên 3 năm
Bảng 4.3: Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của các thang đo (200 mẫu)
STT THANG ĐO CRONBACH’S
ALPHA
1 Sự uy tín, tin cậy BIDV 0,869
2 Tính đáp ứng 0,819
3 Sự đồng cảm 0,816
4 Năng lực phục vụ 0,801
5 Sự hữu hình 0,831
6 Chất lượng dịch vụ 0,791
Bảng 4.4: Tổng hợp hệ số Cronbach’s alpha của các biến độc lập BIẾN QUAN SÁT TRUNG BÌNH THANG ĐO NẾU LOẠI BỎ BIẾN PHƯƠNG SAI THANG ĐO NẾU LOẠI BỎ BIẾN TƯƠNG QUAN BIẾN TỔNG CRONBACH’S ALPHA NẾU LOẠI BỎ BIẾN STC-1 12,34 5,008 0,733 0,827 STC-2 12,37 5,057 0,731 0,828 STC-3 12,42 4,978 0,730 0,828 STC-4 12,52 4,804 0,693 0,845 DU-1 12,43 3,433 0,596 0,792 DU-2 12,43 3,040 0,708 0,739 DU-3 12,42 3,470 0,593 0,793 DU-4 12,30 3,196 0,667 0,760 SDC-1 8,18 1,686 0,714 0,699 SDC-2 8,13 1,668 0,680 0,735 SDC-3 8,06 1,881 0,613 0,801 NLPV-1 8,13 1,658 0,633 0,742 NLPV-2 8,12 1,654 0,675 0,696 NLPV-3 8,13 1,788 0,630 0,744 SHH-1 19,79 9,808 0,481 0,826 SHH-2 19,84 9,844 0,488 0,825 SHH-3 19,94 8,881 0,656 0,792 SHH-4 20,04 8,979 0,652 0,794 SHH-5 20,02 8,382 0,661 0,791
SHH-6 20,01 8,266 0,677 0,787
CLDV-1 8,13 1,712 0,608 0,742
CLDV-2 8,03 1,703 0,631 0,717
CLDV-3 8,00 1,623 0,658 0,688
(Nguồn: Số liệu được tổng hợp từ phần mềm SPSS 20.0)
Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo với hệ số Cronbach’s alpha: Kết quả phân tích độ tin cậy các thành phần của thang đo chất lượng dịch vụ có hệ số Cronbach’s alpha đều được chấp nhận về mặt tin cậy, lớn hơn mức yêu cầu 0,6; hệ số tương quan biến – tổng của từng nhân tố thành phần lớn hơn 0,4. Do đó, không có biến quan sát nào bị loại và thang đo phù hợp để thực hiện phân tích nhân tố EFA.
Kiểm định thang đo biến phụ thuộc bằng hệ số tin cậy Cronbach’s alpha
Ta thấy hệ số Cronbach’s alpha = 0,791 của biến chất lượng dịch vụ NHĐT lớn hơn 0,6; hệ số tương quan biến - tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,4 nên chấp nhận được như được trình bày trong bảng. Vì vậy, các biến phản ánh chất lượng dịch vụ đều phù hợp để tiến hành phân tích nhân tố khám phá.
4.2.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Sau khi phân tích độ tin cậy của thang đo, có 20 biến được sử dụng để phân tích nhân tố khám phá (EFA).
Điều kiện để phân tích nhân tố:
Hệ số tải nhân tố hay trọng số nhân tố (Factor loading) là những hệ số tương quan đơn giữa các biến và các nhân tố. Điều kiện Factor loading ≥ 0,5. Nếu biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố < 0,5 sẽ bị loại (Hair &ctg, 1998, p111).
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là chỉ số được dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Điều kiện đủ để phân tích nhân tố là: 0,5 ≤ KMO ≤ 1. Trị số KMO lớn có ý nghĩa phân tích nhân tố là thích hợp. Kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê (Sig. <0,05): đây là một đại lượng thống kê dùng để xem xét giả thiết các biến không có tương quan trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig. <0,05) thì các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể.
Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50% và Eigenvalue có giá trị lớn hơn 1 (Gerbing & Anderson, 1988).
Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0,3 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Jabnoun & Al-Tamimi, 2003).
Phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần một với 23 biến của các thành phần độc lập thì có một biến SHH2 của thành phần sự hữu hình bị loại khỏi thang đo do có hệ số tải nhân tố của biến thấp (< 0,5) và SHH1 tiếp tục bị loại do không gom lại được thành nhóm.
Quay lại phân tích độ tin cậy của thang đo (loại biến SHH, SHH2). Kết quả cho thấy độ tin cậy của thang đo đều thỏa điều kiện (> 0,4) (xem Phụ lục 3).
Tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần hai (loại bỏ biến SHH1, SHH2). Phân tích chỉ ra các biến đã gom thành năm nhóm theo như mô hình nghiên cứu đề xuất ban đầu, kết quả phân tích khám phá (EFA) được trình bày như ở Bảng 4.7.
Hệ số KMO (Bảng 4.6) sau khi phân tích khám phá (EFA) lần hai là 0,799 với mức ý nghĩa thống kê là 0,000, cho thấy phân tích yếu tố khám phá của các thành phần độc lập là phù hợp.
Từ kết quả phân tích Eigenvalues và phương sai trích (xem Phụ lục4), ta thấy 21 biến quan sát ban đầu được chia thành năm nhóm:
Tổng phương sai trích là 70,651% nên thang đo giải thích được 70,651% sự biến thiên của dữ liệu.
Giá trị eigenvalues của của các nhân tố đều cao (>1), nhân tố thứ sáu có Eigenvalues = 1.261 (thấp nhất).
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett đối với các biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,799 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1604,509
Df 153
Sig. ,000
Bảng 4.6: Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 STC2 ,843 STC1 ,842 STC3 ,836 STC4 ,817 SHH3 ,806 SHH4 ,798
SHH5 ,796 SHH6 ,774 DU2 ,812 DU4 ,786 DU1 ,776 DU3 ,712 SDC1 ,868 SDC2 ,848 SDC3 ,803 NLPV3 ,840 NLPV2 ,803 NLPV1 ,789
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
(Nguồn: Số liệu được tổng hợp từ phần mềm SPSS 20.0)
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett đối với các biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,704 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 175,58
7
df 3
Sig. ,000
(Nguồn: Số liệu được tổng hợp từ phần mềm SPSS 20.0)
Hệ số KMO của thành phần CLDV là 0,704 với mức ý nghĩa thống kê là 0,000, cho thấy phân tích yếu tố khám phá của các thành phần là phù hợp. Phương sai trích của CLDV là 70,651% nên giải thích khá tốt sự biến thiên của dữ liệu.
4.2.4. Phân tích hồi quy bội
Phân tích hồi quy là tìm quan hệ phụ thuộc của một biến, được gọi là biến phụ thuộc vào một hoặc nhiều biến khác, được gọi là biến độc lập nhằm mục đích ước lượng hoặc dự đoán giá trị kỳ vọng của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập. Mô hình với một biến phụ thuộc và với hai hoặc nhiều biến độc lập được gọi là hồi quy bội.
Mô hình tổng quát của hồi quy bội: CLDV= 𝛽0+ 𝛽1𝑆𝑇𝐶 + 𝛽2𝐷𝑈 + 𝛽3𝑆𝐷𝐶 + 𝛽4𝑁𝐿𝑃𝑉 + 𝛽5𝑆𝐻𝐻 + 𝜀 Trong đó: STC: Uy tín tin cậy DU: Đáp ứng SDC: Đồng cảm NLPV: Năng lực phục vụ SHH: Phương tiện hữu hình CLDV: Chất lượng dịch vụ
Kết quả phân tích hồi quy bội
Bảng 4.8: Hệ số hồi quy đa biến của mô hình
R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
,799a ,638 ,629 ,37566
Bảng 4.9: Hệ số hồi quy Coefficients
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) ,286 ,305 ,940 ,348 STCTB ,095 ,040 ,112 2,392 ,018 ,851 1,175 DUTB ,133 ,052 ,126 2,535 ,012 ,750 1,334 SDCTB ,131 ,044 ,135 2,970 ,003 ,906 1,104 NLPVTB ,681 ,049 ,687 13,945 ,000 ,770 1,300 SHHTB ,152 ,045 ,170 3,402 ,001 ,747 1,339 a. Dependent Variable: CLDVTB
(Nguồn : Số liệu được tổng hợp từ phần mềm SPSS 20.0)
Trị số F được tính từ R2 của mô hình với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0,000) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với dữ liệu.
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) của các biến độc lập trong mô hình đều bằng 1 (nhỏ hơn 2) cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
Với mức ý nghĩa 0,05, các biến sự tin cậy, tính đáp ứng, sự đồng cảm, năng lực phục vụ, sự hữu hình đều được chấp nhận (có mức ý nghĩa < 0,05). Ta có phương trình:
CLDV=0,112STC + 0,126DU + 0,135SDC + 0,687NLPV + 0,170SHH
(Sig<0,05) (Sig<0,05) (Sig<0,05) (Sig<0,05)
Như vậy, trong bài nghiên cứu này, tác giả chọn mức ý nghĩa 5% cho phân tích hồi quy đa biến. Dựa trên Bảng 4.8, ta thấy sự tin cậy, tính đáp ứng, sự đồng cảm, năng lực phục vụ, sự hữu hình có ảnh hưởng cùng chiều (do β mang dấu dương) đối với sự chất lượng dịch vụ NHĐT.
4.2.5. Phân tích ANOVA
Trong phần này, chúng ta sẽ tiến hành phân tích ANOVA để xem xét mối quan hệ giữa giới tính, độ tuổi, thời gian sử dụng dịch vụ và trình độ học vấn có tác động như thế nào đối với chất lượng dịch vụ NHĐT.
Bảng 4.10: Sự khác biệt về giới tính
ANOVA
CLDVTB
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 1,146 2 1,146 3,047 ,082 Within Groups 74,489 198 ,376 Total 75,636 200 Bảng 4.11: Sự khác biệt về độ tuổi ANOVA CLDVTB
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups 1,015 4 ,338 ,888 ,448 Within Groups 74,621 196 ,381 Total 75,636 200 Bảng 4.12: Sự khác biệt về thu nhập ANOVA CLDVTB
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups 1,400 4 ,467 1,232 ,299
Within Groups 74,235 196 ,379
Total 75,636 200
Bảng 4.13: Sự khác biệt về thời gian sử dụng
ANOVA
CLDVTB
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups ,601 4 ,200 ,523 ,667
Within Groups 75,035 196 ,383
Bảng 4.14: Sự khác biệt về trình độ học vấn
ANOVA
CLDVTB
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups ,903 4 ,226 ,589 ,671
Within Groups 74,732 196 ,383
Total 75,636 200
(Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS 20)
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy các sig đều >0.05). Do đó, ta có thể khẳng định không có sự khác biệt về chất lượng dịch vụ NHĐT giữa các nhóm khách hàng có giới tính, độ tuổi, thời gian sử dịch vụ, trình độ học vấn khác nhau tại NH.
4.3. THẢO LUẬN CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ NHĐT TẠI BIDV TIỀN GIANG 4.3.1. Những kết quả đạt được 4.3.1. Những kết quả đạt được
Sự cạnh tranh trong lĩnh vực sản phẩm dịch vụ ngân hàng bán nói chung, đặc biệt là lĩnh vực NHĐT nói riêng giữa các ngân hàng thương mại ngày càng trở nên gay gắt. Tuy nhiên, với sự quan tâm, đầu tư và định hướng đúng đắn cùng chiến lược đồng bộ, bài bản về dịch vụ NHĐT, nên BIDV Tiền Giang đã từng bước khẳng định vị trí số một trong các ngân hàng trên địa bàn trong lĩnh vực này. Qua phân tích và kiểm định dữ liệu đã cho thấy thang đo của chất lượng dịch vụ NHĐT được cấu thành từ những nhân tố sau: sự uy tín tin cậy, tính đáp ứng, sự đồng cảm, năng lực phục vụ và sự hữu hình.
4.3.1.1. Yếu tố năng lực phục vụ
Đây là yếu tố tác động nhiều nhất đối với chất lượng dịch vụ NHĐT vì có hệ số beta cao nhất 0,687 (phụ lục 3). Điều này cho thấy khách hàng ngày càng chú trọng đến năng lực phục vụ của nhân viên ngân hàng. BIDV Tiền Giang không chỉ tập trung đẩy mạnh cải cách thủ tục hành chính, tăng cường cung cấp các sản phẩm dịch vụ mới, hiện đại, mà còn chú trọng việc đào tạo, bồi dưỡng nâng cao trình độ, đạo đức, tinh thần, thái độ giao tiếp của cán bộ, nhân viên... với mục tiêu là tạo điều kiện thuận lợi nhất cho khách hàng khi đến giao dịch với BIDV Tiền Giang. Thái độ phục của nhân viên BIDV Tiền Giang luôn gắn liền với phương châm “Khách hàng là thượng đế ”, nhân viên chính là hình ảnh phản chiếu của ngân hàng trong mắt khách hàng. Bên cạnh đó, mọi thắc mắc, khiếu nại của khách hàng luôn được nhân viên ngân hàng giải đáp một cách thỏa đáng, nhanh chóng, không để tình trạng thời gian khách hàng khiếu nại kéo dài làm ảnh hưởng đến ngân hàng. Vì vậy, trong tình hình kinh tế cạnh tranh ngày nay, cách cư xử nhã nhặn,
thái độ lịch thiệp đóng vai trò quan trọng trong việc giữ chân khách hàng trước sự lôi kéo của các đối thủ cạnh tranh.
4.3.1.2. Yếu tố phương tiện hữu hình
Với hệ số beta cao thứ hai 0,170 (phụ lục 03) trong mô hình khảo sát cho thấy đây cũng là một nhân tố tác động nhiều đến chất lượng dịch vụ NHDT của ngân hàng trên cơ sở tạo sự thích thú và hấp dẫn cho khách hàng khi đến giao dịch với ngân hàng, Nhân viên NH có trình độ chuyên môn giỏi; Nhân viên NH ăn mặc gọn gàng, lịch thiệp và ấn tượng. Những nhân tố đó tạo cho khách hàng cảm giác đang làm việc trong một môi trường và không gian giao dịch hiện đại.
Theo đánh giá của khách hàng thì hệ thống mạng NHĐT trên trang web của ngân hàng khá ổn định; khi giao dịch, màn hình giao dịch được thiết kế trên máy dễ nhìn, tuy nhiên một số khách hàng đánh giá chương trình khó sử dụng. Mục tiêu của BIDV Tiền Giang là đẩy mạnh dịch vụ NHĐT, hướng đến phục vụ mọi tầng lớp khách hàng nên các tiện ích về dịch vụ NHĐT cần phải được ngân hàng chú trọng thiết kế thuận lợi, tạo điều