CHƢƠNG I : CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ CHẤT LƢỢNG DỊCH VỤ NGÂN HÀNG
2.3 Đánh giá chất lƣợng dịch vụ tại Vietinbank CN Tây Ninh thông qua ý kiến của khách
2.3.2 Kết quả khảo sát
2.3.2.1 Kết quả phân tích thống kê mô tả các biến
Dựa vào phân tích thống kê mô tả (xem chi tiết trong Phụ lục), ta thấy khách hàng của Vietinbank CN Tây Ninh nhìn chung c ó hài lòng về chất lƣợng dịch vụ ngân hàng của Vietinbank CN Tây Ninh tuy nhiên mức độ
chƣa cao. Cụ thể, giá trị trung bình các biến quan sát khá thấp chỉ từ 2.48 – 3.02. Trong đó các biến quan sát cho yếu tố Sự tin cậy có giá trị trung bình thấp nhất. Đây là đặc điểm mà các nhà quản lý cần chú ý trong quá trình xây dựng chiến lƣợc nâng cao chất lƣợng dịch vụ ngân hàng tại Vietinbank CN Tây Ninh.
2.3.2.2 Kết quả kiểm định thang đo Cronbach’alpha
Kiểm định thang đo Cronbach’alpha là một phép kiểm định thống kê dùng để kiểm tra sự chặt chẽ và tƣơng quan giữa các biến quan sát. Phƣơng pháp này cho phép loại bỏ những biến không phù hợp, theo đó chỉ những biến có hệ số tƣơng quan tổng phù hợp (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0,3 và có hệ số Cronbach’alpha từ 0,6 trở lên đƣợc xem là chấp nhận đƣợc và thích hợp đƣa vào phân tích những bƣớc tiếp theo.
Các biến độc lập
Bảng 2.12: Kết quả kiểm định thang đo Cronbach’alpha biến độc lập
Thành phần Số biến quan sát Hệ số Cronbach’alpha Hệ số tƣơng quan biến tổng Sự tin cậy 6 0.800 0.400 – 0.674 Đáp ứng 4 0.846 0.659 – 0.749
Phƣơng tiện hữu hình 4 0.799 0.575 – 0.643
Năng lực phục vụ 5 0.790 0.494 – 0.638
Đồng cảm 4 0.870 0.695 - 0.773
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS trong Phụ lục) Căn cứ vào kết quả trên, ta thấy các thành phần c ủ a b i ế n đ ộ c l ậ p trong thang đo đều cho kết quả hệ số Cronbach’alpha > 0,6 và hệ số tƣơng quan tổng nhỏ nhất > 0,3 nên chấp nhận độ tin cậy của thang đo.
Biến phụ thuộc
Bảng 2.13: Kết quả kiểm định thang đo Cronbach’alpha biến phụ thuộc Thành phần Số biến quan sát Hệ số Cronbach’alpha Hệ số tƣơng quan biến tổng
Sự hài lòng 4 0.817 0.576 – 0.724 (Nguồn: Kết quả phân tích SPSS trong Phụ lục) Căn cứ vào kết quả trên, ta thấy các thành phần c ủ a b i ế n p h ụ t h u ộ c trong thang đo đều cho kết quả hệ số Cronbach’alpha > 0,6 và hệ số tƣơng quan tổng nhỏ nhất > 0,3 nên chấp nhận độ tin cậy của thang đo
2.3.2.3 Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA:
Theo Hair & ctg (1998), phân tích nhân tố là một phƣơng pháp phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập hợp gồm nhiều biến thành ít biến để chúng có ý nghĩa hơn nhƣng vẫn chứa đựng hầu hết các nội dung thông tin của biến ban đầu.
Phân tích EFA các biến độc lập
Phân tích EFA cho 5 biến độc lập đƣợc thực hiện với giả thuyết H0: Các biến quan sát không có sự tƣơng quan nhau trong tổng thể. Kết quả phân tích thu đƣợc tóm tắt nhƣ sau:
Kiểm định Barlett: Sig = 0,000 < 5%: Bác bỏ giả thuyết H0, các biến quan sát trong phân tích EFA có tƣơng quan với nhau trong tổng thể.
Hệ số KMO = 0.839 > 0,5: phân tích nhân tố là cần thiết cho dữ liệu.
Có 5 nhân tố đƣợc rút trích từ phân tích EFA với:
Giá trị EigenValues của các nhân tố đều > 1: đạt yêu cầu.
Giá trị tổng phƣơng sai trích = 62.213% (> 50%): phân tích nhân tố khám phá đạt yêu cầu. Nhƣ vậy, 5 nhân tố đƣợc rút trích này giải thích cho 62.213 % biến thiên của dữ liệu.
Khác biệt về hệ số tải nhân tố của các biến quan sát giữa các nhân tố đều > 0,3 cho thấy các nhân tố có giá trị phân biệt cao.
Phân tích EFA biến phụ thuộc
Thang đo về Sự hài lòng dùng để đo lƣờng sự hài lòng của khách hàng với chất lƣợng dịch vụ ngân hàng bao gồm 4 biến quan sát. Kết quả phân tích EFA cho thấy:
4 biến quan sát đƣợc nhóm thành 1 nhân tố. Hệ số tải nhân tố (Factor loading) đều > 0,5 nên chúng có ý nghĩa thiết thực.
Mỗi biến quan sát có sai biệt về hệ số tải nhân tố đều ≥ 0,3 nên đảm bảo sự phân biệt giữa các nhân tố.
Hệ số KMO = 0.764 > 0,5 phân tích nhân tố là cần thiết cho dữ liệu.
Thống kê Chi-square của Kiểm định Bartlett đạt giá trị mức ý nghĩa là 0.000. Do vậy, các biến quan sát có tƣơng quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phƣơng sai trích đạt 64.704% thể hiện rằng 1 nhân tố rút ra giải thích đƣợc 64.704% biến thiên của dữ liệu nên thang đo rút ra đƣợc chấp nhận. Rút trích nhân tố với Eigenvalue = 2.588 đạt yêu cầu.
Nhƣ vậy kết quả phân tích các nhân tố khám phá (EFA) cho thấy các nhân tố rút trích ra của các giả thuyết nghiên cứu chính đều đạt yêu cầu.
2.3.2.4 Kết quả phân tích tƣơng quan Pearson
Phân tích tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cho thấy: có mối tƣơng quan chặt chẽ giữa các biến Sự tin cậy; Đáp ứng; Phương tiện hữu hình; Năng lực phục vụ; Đồng cảm với Sự hài lòng của khách hàng.
2.3.2.5 Kết quả phân tích hồi quy và kiểm định mô hình nghiên cứu
Phân tích hồi quy tuyến tính bội đƣợc sử sụng để đánh giá tầm quan trọng của từng thành phần trong thang đo chất lƣợng dịch vụ dựa vào sự cảm nhận của khách hàng về dịch vụ. Mô hình nghiên cứu đề nghị có một biến phụ thuộc đo lƣờng Sự hài lòng của khách hàng và 5 thành phần trong chất lƣợng dịch vụ.
Bảng 2.14: Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Durbin- Watson 1 0.801 0.642 0.633 0.57787 1.817
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS trong Phụ lục) Bảng 2.15: Bảng kiểm định độ phù hợp của mô hình
phƣơng trung bình nghĩa 1
Hồi quy 122.145 5 24.429 73.156 0.000
Phần dƣ 68.122 204 .334
Tổng 190.267 209
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS trong Phụ lục) Trị số R2 điều chỉnh là 0.633 cho thấy mức độ phù hợp của mô hình đạt 63.3%. Trị số thống kê F đƣợc xác định bằng 73.156; với mức ý nghĩa 0.00 cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu nghiên cứu. Hệ số Durbin-Watson bằng 1.817; gần bằng 2, chứng tỏ phần dƣ không có tƣơng quan chuỗi bậc nhất. Với kết quả nhƣ trên, giả thuyết H0 của phép phân tích đƣợc bác bỏ, có nghĩa là các giả thuyết phát biểu đƣợc chấp nhận.
Bảng 2.16: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Mô hình Hệ số không chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Constant) -0.687 0.193 -3.559 0.000 Sự tin cậy 0.364 0.061 0.288 5.965 0.000 0.753 1.327 Đáp ứng 0.345 0.059 0.295 5.819 0.000 0.683 1.465 Phƣơng tiện hữu hình 0.177 0.051 0.167 3.446 0.001 0.749 1.335 Năng lực phục vụ 0.232 0.052 0.223 4.486 0.000 0.707 1.414 Sự đồng cảm 0.167 0.050 0.165 3.325 0.001 0.715 1.398 a. Biến phụ thuộc: Sự hài lòng
Kiểm định các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5
Giả thiết H1: Có mối quan hệ cùng chiều giữa thành phần sự tin cậy của chất lƣợng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng. Thành phần sự tin cậy có β = 0,364, giá trị t = 5,965, sig = 0.000 nên giả thuyết này đƣợc chấp nhận.
Giả thiết H2: Có mối quan hệ cùng chiều giữa thành phần đáp ứng của chất lƣợng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng. Thành phần đáp ứng có β = 0,345, giá trị t = 5,819, sig = 0.000 nên giả thuyết này đƣợc chấp nhận.
Giả thiết H3 : Có mối quan hệ cùng chiều giữa thành phần đáp ứng của chất lƣợng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng. Thành phần đáp ứng có β = 0,345, giá trị t = 5,819, sig = 0.000 nên giả thuyết này đƣợc chấp nhận.
Giả thiết H4: Có mối quan hệ cùng chiều giữa thành phần năng lực phục vụ của chất lƣợng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng. Thành phần năng lực phục vụ có β =0,232, giá trị t = 4,486, sig = 0.000 nên giả thuyết này đƣợc chấp nhận.
Giả thiết H5: Có mối quan hệ cùng chiều giữa thành phần sự đồng cảm của chất lƣợng dịch vụ và sự hài lòng của khách hàng. Thành phần sự đồng cảm có β =0,167, giá trị t = 3,325, sig = 0.01 nên giả thuyết này đƣợc chấp nhận.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội cho thấy 5 thành phần trong thang đo chất lƣợng dịch vụ là Sự tin cậy H1; Đáp ứng H2; Phương tiện hữu hình H3; Năng lực phục vụ H4; Đồng cảm H5 có ý nghĩa thống kê và có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của khách hàng với mức ý nghĩa < 0.05 nên các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đề ra trong mô hình ở chƣơng I đƣợc chấp nhận vì khi tăng những yếu tố này sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ ngân hàng, điều đó có nghĩa là khi cảm nhận của khách hàng tăng lên thì sự hài lòng cũng tăng theo.
Dựa trên hệ số chƣa chuẩn hóa của kết quả phân tích hồi quy bội, mức độ ảnh hƣởng của các thành phần trong thang đo chất lƣợng dịch vụ đến sự hài lòng của khách hàng đƣợc thể hiện trong biểu thức sau:
SHL = - 0.687 + 0.364*STC + 0.345*ĐƢ + 0.177*PTHH + 0.232*NLPV + 0.167*SĐC + ei
Tầm quan trọng của các biến trong mô hình:
Để xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình ta sử dụng hệ số Beta. Theo kết quả bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy cho thấy tầm quan trọng của các biến này trong mô hình đối với Sự hài lòng nhƣ sau:
Qua kết quả giá trị hồi qui cho ta biết tầm quan trọng của từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Giá trị Beta tại Bảng 2.16 cho ta biết mức độ ảnh hƣởng giữa 05 biến độc lập và biến phụ thuộc. Thành phần nào có giá trị Beta càng lớn thì càng ảnh hƣởng đến mức độ hài lòng càng nhiều. Có thể nhận thấy Sự hài lòng của khách hàng đối với chất lƣợng dịch vụ ngân hàng chịu ảnh hƣởng nhiều nhất từ thành phần sự tin cậy (Beta = 0,364); thứ hai là thành phần đáp ứng (Beta = 0,345); thứ ba là thành phần năng lực phục vụ (Beta = 0,232), thứ tƣ là thành phần phƣơng tiện hữu hình (Beta = 0.177), và thấp nhất là thành phần sự đồng cảm (beta =0.167) .
Sự tin cậy (STC) có β1 =0,364, Sự tin cậy có ảnh hƣởng 36,4% đến sự hài lòng của khách hàng. Nếu sự tin cậy tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng (SHL) tăng 0,364 đơn vị và ngƣợc lại nếu hệ thống giảm 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng giảm 0,364 đơn vị.
Khả năng đáp ứng (ĐƢ) có β2 = 0,345, khả năng đáp ứng ảnh hƣởng 34,5 % đến sự hài lòng của khách hàng. Nếu khả năng đáp ứng tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng (SHL) tăng 0,345 đơn vị và ngƣợc lại nếu khả năng đáp ứng giảm 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng giảm 0,345 đơn vị.
Phƣơng tiện hữu hình (PTHH) có β3 = 0,177, Phƣơng tiện hữu hình ảnh hƣởng 17,7% đến sự hài lòng của khách hàng. Nếu phƣơng tiện hữu hình tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng (SHL) tăng 0,177 đơn vị và ngƣợc lại nếu
phƣơng tiện hữu hình giảm 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng giảm 0,177 đơn vị.
Năng lực phục vụ (NLPV) có β4 = 0,232, năng lực phục vụ ảnh hƣởng 23,2% đến sự hài lòng của khách hàng. Nếu nếu năng lực phục vụ tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng (SHL) tăng 0,232 đơn vị và ngƣợc lại nếu năng lực phục vụ giảm 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng giảm 0,232 đơn vị.
Sự đồng cảm (SĐC) có β5 = 0,167, sự đồng cảm ảnh hƣởng 16,7% đến sự hài lòng của khách hàng. Nếu sự đồng cảm tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng (SHL) tăng 0,167 đơn vị và ngƣợc lại nếu sự đồng cảm giảm 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng giảm 0.167 đơn vị.
Thành phần sự tin cậy có ảnh hƣởng nhiều nhất đến Sự hài lòng của khách hàng, tiếp theo là sự đáp ứng và cuối cùng là năng lực phục vụ. Điều này có nghĩa là sự tin cậy về chất lƣợng dịch vụ , sự đáp ứng nhu cầu khách hàng đa dạng về sản phẩm dịch vụ, đội ngũ nhân viên trong năng lực phục vụ trong sự cảm nhận của khách hàng có tác động nhiều đến sự hài lòng, do đó ngân hàng cần chú ý và quan tâm hơn nữa các yếu tố thuộc các thành phần trên. Bên cạnh đó, khách hàng cũng đánh giá cao phƣơng tiện hữu hình và sự đồng cảm, thể hiện điểm mạnh của ngân hàng, tạo điều kiện nâng cao tính cạnh tranh, tăng sự trung thành của khách hàng đối với các dịch vụ ngân 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 lƣợng dịch vụ NH đến sự hài lòng của KH chỉ có ý nghĩa tại thời điểm thực hiện khảo sát.