Về giới tính

Một phần của tài liệu Khóa luận Đánh giá sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử dành cho khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Quân Đội – chi nhánh Huế (Trang 67)

PHẦN I : ĐẶT VẤN ĐỀ

PHẦN II : NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

2.3 Đánh giá sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử dành cho

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

Một phần của tài liệu Khóa luận Đánh giá sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng điện tử dành cho khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Quân Đội – chi nhánh Huế (Trang 67)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(133 trang)