5. Cấu trúc đề tài
2.3.1.1 Về giới tính
Nguồn: Tổng hợp dữliệu khảo sát
Trong tổng số 140 phiếu khảo sát được thu về, có 83 phiếu của nhóm khách hàng nam giới chiếm 59.3%, có 57 phiếu của nhóm khách hàng nữ giới chiếm 40.7%. Khách hàng sửdụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại ngân hàng TMCP Quân Đội–chi nhánh Huế
có sự chênh lệch tương đối đáng kể, chứng tỏnhu cầu sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử
của nam giới nhiều hơn so với nữ giới.
Nam 59% Nữ 41% Giới tính Nam Nữ
Biểu đồ2: Đặc điểm khách hàng theo giới tính
Biểu đồ3: Đặc điểm khách hàng theo độtuổi
Nguồn: Tổng hợp dữliệu khảo sát
Dựa vào biểu đồ trên ta có thể thấy được tỷ lệ khách hàng ở độ tuổi từ 18 đến 25 chiếm 36.4% (51 phiếu), độ tuổi từ 26 đến 40 chiếm 52.9% (74 phiếu) chiếm tỷ lệ cao nhất, và độ tuổi từ 40 trởlên chiếm 10.7% (15 phiếu) chiếm tỷlệthấp nhất. Tỷtrọng này cho thấy nhu cầu sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử ở ngân hàng TMCP Quân Đội –chi nhánh Huế ở nhóm độ tuổi 26 đến 40 là cao hơn so với 2 nhóm độ tuổi còn lại. Tuy
nhiên, nhóm độ tuổi 18 đến 25 tỷlệkhách hàng sử dụng dịch vụcũng khá cao, đây chính
là nhóm khách hàng tiềm năng của ngân hàng trong tương lai.
2.3.1.3 Về thu nhập bình quân0 0 10 20 30 40 50 60 70 80
Từ 18- 25 tuổi Từ 26- 40 tuổi Trên 40tuổi
Độ tuổi
Độ tuổi
Biểu đồ4: Đặc điểm khách hàng theo thu nhập bình quân mỗi tháng
Nguồn: Tổng hợp dữliệu khảo sát
Đối tượng điều tra có mức thu nhập bình quân mỗi tháng tập trungở mức từ 5 đến 15 triệu đồng mỗi tháng chiếm tỷ lệ 59.3% (83 phiếu), tiếp đến là nhóm khách hàng có mức thu nhập bình quân mỗi tháng dưới 5 triệu đồng chiếm 22.9% (32 phiếu), hai nhóm có mức thu nhập từ 16 đến 15 triệu đồng và trên 26 triệu đồng chiếm tỷ lệ lần lượt là 12.9% (18 phiếu) và 5% (7 phiếu). Có thể thấy rằng phần lớn khách hàng sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại ngân hàng TMCP Quân Đội–chi nhánh Huếcó mức thu nhậpở
mức trung bình, từ đó ngân hàng nên có những chính sách, chiến lược phù hợp với nhóm khách hàng này. 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90
Dưới5triệu đồng Từ 5-15 triệu
đồng
Từ 16-25 triệu đồng
Trên 26triệu đồng
Thu nhập bình quân mỗi tháng
Biểu đồ5:Đặc điểm khách hàng theo nguồn thông tin tiếp cận
Nguồn: Tổng hợp dữliệu khảo sát
Từ kết quảtrên, có thểnhận thấy rằng trong những khách hàng được khảo sát, phần lớn khách hàng tiếp cận nguồn thông tin dịch vụ ngân hàng điện tử của ngân hàng TMCP
Quân Đội–chi nhánh Huếthông qua các quầy giao dịch tại ngân hàng chiếm tỷlệ63.6% (89 phiếu), tiếp đến là nguồn thông tin từ các nhân viên ngân hàng chiếm tỷlệ20.7% (29 phiếu). Một số lượng ít khách hàng tiếp cận dịch vụtừ các nguồn thông tin kém hiệu quả hơn như người thân, bạn bè, đồng nghiệp hay các quảng cáo trên mạng xã hội, phương
tiện truyền thông đại chúng hay trang website của ngân hàng lần lượt chiếm tỷlệlà 10% (14 phiếu), 5% (7 phiếu) và 0.7% (1 phiếu).
2.3.2 Đánh giá độ tin cậy thang đo
Trước khi đưa vào phân tích hay kiểm định thì cần tiến hành kiểm định độ tin cậy củathang đo Cronbach’s Alpha.
0 20 40 60 80 100 Trang website của ngân hàng
Nhân viên của
ngân hàng
Tại quầy giao dịch Quảng cáo trên các phương tiện truyền thông, mạng xã hội Người thân, bạn bè, đồng nghiệp
Nguồn thông tin tiếp cận
Nguồn thông tin tiếp cận
Bảng 9: Kiểm định Cronbach’s Alpha đối với biến độc lập
Biến quan sát Tương quan biến tổng Hệsố Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Sựtin cậy (Cronchbach’s Alpha = 0.892)
STC1 0.772 0.860
STC2 0.827 0.847
STC3 0.653 0.886
STC4 0.677 0.881
STC5 0.757 0.864
Năng lực phục vụ (Cronchbach’s Alpha = 0.933)
NLPV1 0.818 0.920 NLPV2 0.784 0.923 NLPV3 0.838 0.918 NLPV4 0.822 0.920 NLPV5 0.677 0.932 NLPV6 0.797 0.922 NLPV7 0.770 0.925
Phương tiện hữu hình (Cronchbach’s Alpha = 0.895)
PTHH1 0.732 0.875
PTHH2 0.771 0.872
PTHH3 0.629 0.890
PTHH5 0.763 0.870
PTHH6 0.717 0.878
Sự đảm bảo (Cronchbach’s Alpha = 0.888)
SDB1 0.782 0.841
SDB2 0.784 0.840
SDB3 0.794 0.839
Sựcảm thông (Cronchbach’s Alpha = 0.935)
SCT1 0.910 0.895
SCT2 0.869 0.909
SCT3 0.798 0.930
SCT4 0.835 0.926
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Dựa vào kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha cho 5 nhóm nhân tố trên, các biến quan sát đều thõa mãn điều kiện hệsố Cronbach’s Alpha lớn hơn 0.6 và tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên không loại biến nào ra khỏi mô hình trên. Thang đo đủ độ tin cậy đểtiến hành phân tích tiếp theo.
Bảng 10: Kiểm định Cronbach’s Alpha đối với biến phụthuộc
Biến quan sát Tương quan biến tổng Hệsố Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Sự hài lòng (Cronchbach’s Alpha = 0.756)
HL1 0.611 0.645
HL2 0.610 0.645
HL3 0.537 0.727
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo biến phụ thuộc của nhân tố “Hài lòng”
có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.756, hệ sốnày thảo mãnđiều kiện lớn hơn 0.6. Bên cạnh
đó, các hệ số tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu lớn hơn 0.3. Vì vậy biến phụ thuộc
“Hài lòng” được giữ lạivà đảm bảo độtin cậy đểthực hiện các bước phân tích tiếp theo.
2.3.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
2.3.3.1 Phân tích nhân tố khám phá EFA các biến độc lập
Bảng 11: Kiểm định KMO và Bartlett’s biến độc lập
KMO and Bartlett’s Test
Kaiser–Meyer–Olkin Measure of Sampling
Adequacy 0.936
Bartlett’s Test of
Sphericity
Approx. Chi–Square 2769.625
df 300
Sig. 0.000
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
(Garson,2003) và kiểm định Barlett’s có mức ý nghĩa sig <0.05 đểchứng tỏdữ liệu dùng phân tích nhân tốlà thích hợp và giữa các biến có tương quan với nhau.
Giá trị Kaiser – Meyer – Olkin Measure of Sampling Adequacy (KMO) = 0.936. Kết quảphân tích nhân tốcho thấy chỉ sốKMO là 0.936 > 0.5, điều này chứng tỏdữ liệu
dùng đểphân tích nhân tốhòan toàn thích hợp.
Kết quả kiểm định Barlett’s là 2769.625 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, lúc này bác bỏgiảthuyết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể.
Như vậy giả thuyết vềma trận tương quan giữa các biến là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau và thỏa điều kiện phân tích nhân tố.
Bảng 12: Eigenvalues vàphương sai trích
Total Variance Explained
Com pone nt
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulativ e % Total % of Variance Cumulativ e % Total % of Variance Cumulativ e % 1 12.334 49.334 49.334 12.334 49.334 49.334 4.910 19.639 19.639 2 2.048 8.192 57.526 2.048 8.192 57.526 4.168 16.670 36.309 3 1.723 6.890 64.416 1.723 6.890 64.416 3.779 15.114 51.423 4 1.473 5.894 70.310 1.473 5.894 70.310 3.315 13.259 64.682 5 1.099 4.395 74.705 1.099 4.395 74.705 2.506 10.023 74.705 6 .628 2.511 77.217 7 .605 2.419 79.636 8 .513 2.050 81.686 9 .446 1.785 83.471 10 .438 1.752 85.223 11 .410 1.640 86.862 12 .365 1.459 88.322 13 .353 1.414 89.735 14 .320 1.279 91.014 15 .315 1.259 92.273 16 .293 1.171 93.444 17 .273 1.091 94.535
20 .209 .838 97.187 21 .182 .727 97.914 22 .169 .675 98.590 23 .145 .579 99.169 24 .132 .529 99.698 25 .075 .302 100.000 Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Thực hiện phân tích nhân tốtheo Principal components với phép quay Varimax. Kết quảcho thấy 25 biến quan sát ban đầuđược nhóm thành 5 nhóm.
Giá trịtổng phương sai trích = 74.705% > 50%: đạt yêu cầu; khi đó có thểnói rằng 5 nhân tốnày giải thích 74.705% biến thiên của dữ liệu.
Giá trịhệsốEigenvalues của các nhân tố đều cao (>1), nhân tốthứ5 có Eigenvalues thấp nhất là 1.099 > 1.
Ma trận nhân tốvới phương pháp xoayVarimax:
Bảng 13: Kết quảphân tích nhân tố đối với biến độc lập
Biến Nhóm nhân tố 1 2 3 4 5 NLPV1 0.799 NLPV7 0.792 NLPV6 0.754 NLPV3 0.741 NLPV5 0.735 NLPV2 0.722 NLPV4 0.697 PTHH5 0.826
PTHH6 0.737 PTHH2 0.725 PTHH3 0.665 PTHH1 0.660 STC1 0.801 STC2 0.782 STC5 0.745 STC3 0.728 STC4 0.715 SCT1 0.806 SCT3 0.799 SCT2 0.785 SCT4 0.767 SDB2 0.760 SDB3 0.759 SDB1 0.752 Eigenvalues 12.334 2.048 1.723 1.473 1.099 Tổng phương sai trích 49.334 57.526 64.416 70.705 74.705 Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Theo Hair và cộng sự (1998), Factor loading là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa
thiết thực của EFA, Factor loading > 0,3 được xem là mức tối thiểu ; > 0,4 được xem là Trường Đại học Kinh tế Huế
trịFactor loading > 0,5 với kích cỡmẫu 140.
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố EFA, các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 và không có trường hợp biến nào cùng lúc tải lên cảhai nhân tốvới hệsốtải gần nhau. Nên các nhân tố đảm bảo được giá trị hội tụvà phân biệt khi phân tích EFA. Ngoài ra sau khi phân tích nhân tố thì các nhân tố độc lập này được giữ nguyên, không bị tăng thêm hay giảm đi nhân tố. Như vậy, sốbiến quan sát giữ nguyên là 25 biến và 5 nhân tố. Không có biến quan sát vào có hệsốtải nhân tố< 0,5 nên không loại bỏbiến.
2.3.3.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc
Bảng 14: Kiểm định KMO và Bartlett’s biến phụthuộc
KMO and Bartlett’s Test
Kaiser–Meyer–Olkin Measure of Sampling
Adequacy 0.685
Bartlett’s Test of
Sphericity
Approx. Chi–Square 100.918
Df 3
Sig. 0.000
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Bảng 15: Kết quảphân tích nhân tố đối với biến phụthuộc
Nhóm nhân tố 1 HL1 0.838 HL2 0.837 HL3 0.784 Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
phù hợp. Kiểm định Bartlett’s Test có giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 là các biến có tương
quan với nhau trong nhóm nhân tố nên dữ liệu thu thập được đáp ứng điều kiện để tiên hành phân tích tiếp theo.
Đặt tên nhân tố đại diện
Nhân tố Năng lực phục vụ có giá trị Eigenvalue = 12.334, nhân tố này có hệ sốtải nhân tố lớn với các biến NLPV1 (giá trị Factor loading 0.799), NLPV7 (giá trị Factor loading 0.792), NLPV6 (giá trị Factor loading 0.754), NLPV3 (giá trị Factor loading 0.741), NLPV5 (giá trị Factor loading 0.735), NLPV2 (giá trị Factor loading 0.722), NLPV4 (giá trịFactor loading 0.697), nên đặt tên nhân tốnày là NLPV
Nhân tố Phương tiện hữu hình có giá trị Eigenvalue = 2.048, nhân tố này có hệsố
tải nhân tốlớn với các biến PTHH5 (giá trị Factor loading 0.826), PTHH4 (giá trị Factor loading 0.760), PTHH6 (giá trị Factor loading 0.737), PTHH2 (giá trị Factor loading 0.725), PTHH3 (giá trị Factor loading 0.665), PTHH1 (giá trị Factor loading 0.660), nên
đặt tên nhân tốnày là PTHH
Nhân tố Sự tin cậy có giá trị Eigenvalue = 1.723, nhân tố này có hệ số tải nhân tố
lớn với các biến STC1 (giá trị Factor loading 0.801), STC2 (giá trị Factor loading 0.782), STC5 (giá trị Factor loading 0.745), STC3 (giá trị Factor loading 0.728), STC4 (giá trị
Factor loading 0.715),nên đặt tên nhân tốnày là STC
Nhân tốSự cảm thông có giá trị Eigenvalue = 1.473, nhân tốnày có hệ số tải nhân tố lớn với các biến SCT1 (giá trị Factor loading 0.806), SCT3 (giá trị Factor loading 0.799), SCT2 (giá trị Factor loading 0.785), SCT4 (giá trị Factor loading 0.767), nên đặt tên nhân tốnày là SCT
Nhân tố Sự đảm bảo có giá trị Eigenvalue = 1.099, nhân tốnày có hệsốtải nhân tố
lớn với các biến SDB2 (giá trịFactor loading 0.760), SDB3 (giá trịFactor loading 0.759), SDB1 (giá trịFactor loading 0.752), nên đặt tên nhân tốnày là SDB
hàng TMCP Quân Đội –chi nhánh Huế
Kiểm định giá trị trùng bình của tổng thể bằng kiểm định One Sample T-Test.
Thang đo được sử dụng để đo lường sự đồng ý là Likert 1-5. Và trong 5 mức độ của
Likert, điểm 1 và 2 đại diện cho ý kiến là không đồng ý,điểm 4 và 5 đại diện cho ý kiến
đồng ý, điểm 3 là điểm trung lập ngăn cách giữa hai ý kiến bên không đồng ý và đồng ý. Kiểm định này muốn kiểm tra xem người đánh gái có sự đồng ý trên mức trung lập hay không. Chính vì điều đó, nghiên cứu sử dụng giá trị 4để làm giá trị Test value cho kiểm
định giá trịtrung
Giảthuyết H0: µ = µ0: Giá trịtrung bình = Giá trị kiểm định (Test value) H1: µ ≠µ0: giá trị trung bình≠ giá trịkiểm định (Test value)
Điều kiện chấp nhận giảthuyết: Với mức ý nghĩa kiểm định làα=5%
Nếu Sig. > 0,05: chưa đủ cơ sởbác bỏgiảthuyết H0.
Nếu Sig. < 0,05: bác bỏgiảthuyết H0, chấp nhận giảthuyết H1.
2.3.4.1 Đánh giá của khách hàng về nhóm nhân tố “Sự tin cậy”
Giảthuyết: H0: µ = 3 H1: µ ≠ 3
Bảng 16: Kết quảkiểm định One Sample T-Test vềsựtin cậy
One Sample T-Test
Test Value = 3
Giá trịtrung bình Sig.(2-tailed)
STC1 3.79 0.000
STC2 3.95 0.000
STC4 4.03 0.000
STC5 4.06 0.000
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Kết quảphân tích cho thấy giá trị Sig.(2-tailed) = 0.000 < 0.05 với độtin cậy 95%.
Đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 hay giá trị đánh giá trung bình của khách hàng về chất
lượng dịch vụ ngân hàng điện tử về sự tin cậy ≠ 3. Giá trị trung bình các nhân tố giao
động từ 3.79 đến 4.16. Cho thấy khách hàng đánh giá sự tin cậy trên mức trung lập là 3 với độtin cậy 95%
2.3.4.2 Đánh giá của khách hàng về nhóm nhân tố “Năng lực phục vụ”
Giảthuyết: H0: µ = 3 H1: µ ≠ 3
Bảng 17: Kết quảkiểmđịnh One Sample T-Test về năng lực phục vụ
One Sample T-Test
Test Value = 3
Giá trịtrung bình Sig.(2-tailed)
NLPV1 3.84 0.000 NLPV2 3.71 0.000 NLPV3 4.18 0.000 NLPV4 4.20 0.000 NLPV5 4.19 0.000 NLPV6 4.19 0.000
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Kết quảphân tích cho thấy giá trị Sig.(2-tailed) = 0.000 < 0.05 với độtin cậy 95%.
Đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 hay giá trị đánh giá trung bình của khách hàng về chất
lượng dịch vụ ngân hàng điện tử về sự tin cậy ≠ 3. Giá trị trung bình các nhân tố giao
động từ 3.71 đến 4.18. Cho thấy khách hàng đánh giá sự tin cậy trên mức trung lập là 3 với độtin cậy 95%
2.3.4.3 Đánh giá của khách hàng về nhóm nhân tố “Phương tiện hữu hình”
Giảthuyết: H0: µ = 3 H1: µ ≠ 3
Bảng 18: Kết quảkiểm định One Sample T-Test vềsự phương tiện hữu hình
One Sample T-Test
Test Value = 3
Giá trịtrung bình Sig.(2-tailed)
PTHH1 4.41 0.000 PTHH2 4.37 0.000 PTHH3 3.74 0.000 PTHH4 4.39 0.000 PTHH5 3.64 0.000 PTHH6 3.65 0.000 Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 hay giá trị đánh giá trung bình của khách hàng về chất
lượng dịch vụ ngân hàng điện tử về sự tin cậy ≠ 3. Giá trị trung bình các nhân tố giao
động từ 3.64 đến 4.41. Cho thấy khách hàng đánh giá sự tin cậy trên mức trung lập là 3 với độtin cậy 95%
2.3.4.4 Đánh giá của khách hàng về nhóm nhân tố “Sự đảm bảo”
Giảthuyết: H0: µ = 3 H1: µ ≠ 3
Bảng 19: Kết quảkiểm định One Sample T-Test vềsự đảm bảo
One Sample T-Test
Test Value = 3
Giá trịtrung bình Sig.(2-tailed)
SDB1 4.04 0.000
SDB2 4.06 0.000
SDB3 3.94 0.000
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu trên phần mềm SPSS 20
Kết quảphân tích cho thấy giá trị Sig.(2-tailed) = 0.000 < 0.05 với độtin cậy 95%.
Đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 hay giá trị đánh giá trung bình của khách hàng về chất
lượng dịch vụ ngân hàng điện tử về sự tin cậy ≠ 3. Giá trị trung bình các nhân tố giao
động từ 3.94 đến 4.06. Cho thấy khách hàng đánh giá sự tin cậy trên mức trung lập là 3