CHƢƠNG 2 : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2. Thực trạng chất lƣợng dịch vụ tín dụng của ngânhàng thƣơng mại cổ phần
3.2.3. Phân tích định lượng các yếu tố cấu thành chất lượng dịch vụ tín dụng của
3.2.3.1. 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 lƣợng dịch vụ tín dụng theo các bƣớc đã nêu ở chƣơng 2.
a. Sự tin cậy (STC)
Yếu tố sự tin cậy đƣợc đo lƣờng bằng 7 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,811 >0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 7 biến quan sát đều lớn hơn 0,3 nên cả 7 biến quan sát này đều có thể đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.13. Độ tin cậy của sự tin cậy (STC)
Cronbach's Alpha N of Items
.811 7
Bảng 3.14. Hệ số tƣơng quan biến của sự tin cậy (STC) Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted STC1 22.45 13.919 .533 .789 STC2 22.55 14.432 .498 .795 STC3 22.46 14.140 .484 .798 STC4 22.42 13.313 .582 .780 STC5 22.65 13.545 .542 .788 STC6 22.54 14.232 .498 .795 STC7 22.40 13.409 .721 .759
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
b. Sự đáp ứng (SDU)
Yếu tố sự đáp ứng đƣợc đo lƣờng bằng 5 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,791 >0,6 đạt chuẩn nhƣng có biến quan sát SDU4 có hệ số liên kết với biến tổng nhỏ (0,311) và giá trị Cronbach’s Alpha sau khi loại bỏ biến này tăng lên khá nhiều (0,830) nên tác giả kiểm tra lại lần thứ 2 khi loại bỏ biến quan sát SDU4.
Khi đó nhận đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha tăng lên 0,830> 0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 4 biến quan sát còn lại đều lớn hơn 0,3 nên cả 4 biến quan sát này đều có thể đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.15. Độ tin cậy của yếu tố sự đáp ứng (SDU)
Cronbach's Alpha N of Items
.830 4
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Bảng 3.16. Hệ số tƣơng quan biến của yếu tố sự đáp ứng (SDU)
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SDU1 9.64 4.733 .541 .848 SDU2 9.50 4.753 .715 .762 SDU3 9.45 4.797 .736 .755 SDU5 9.52 4.753 .673 .779
Yếu tố năng lực phục vụ đƣợc đo lƣờng bằng 8 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,746 >0,6 đạt chuẩn nhƣng có biến quan sát NLPV6 có hệ số liên kết với biến tổng là 0,2<0,3 và biến quan sát NLPV8 có hệ số liên kết với biến tổng nhỏ và hệ số Cronbach’s Alpha sau khi loại bỏ biến này tăng lên 0,750 nên tác giả thực hiện kiểm tra lại lần 2 sau khi loại bỏ biến quan sát NLPV6 và NLPV8.
Khi đó nhận đƣợc hệ số Cronbach’s Alpha tăng lên là 0,777>0,6 đạt chuẩn và hệ số liên kết với biến tổng của 6 biến quan sát còn lại đều lớn hơn 0,3 nên cả 6 biến quan sát này đều có thể đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.17. Độ tin cậy của yếu tố năng lực phục vụ (NLPV)
Cronbach's Alpha N of Items
.777 6
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Bảng 3.18. Hệ số tƣơng quan biến của yếu tốnăng lực phục vụ (NLPV)
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted NLPV1 14.60 8.587 .574 .730 NLPV2 14.81 8.728 .589 .728 NLPV3 14.76 8.741 .554 .736 NLPV4 14.70 9.214 .457 .760 NLPV5 14.71 9.155 .429 .768 NLPV7 14.68 8.676 .542 .739
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
d. Sự đồng cảm (SDC)
Yếu tố sự đồng cảm đƣợc đo lƣờng bằng 5 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,807 >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 đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.19. Độ tin cậy của sự đồng cảm (SDC)
Cronbach's Alpha N of Items
.807 5
Bảng 3.20. Hệ số tƣơng quan biến của sự đồng cảm (SDC) Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SDC1 11.45 7.692 .556 .781 SDC2 11.33 7.337 .657 .749 SDC3 11.35 7.288 .645 .753 SDC4 11.36 8.050 .545 .784 SDC5 11.25 7.702 .561 .779
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
e. Yếu tố hữu hình (YTHH)
Yếu tố hữu hình đƣợc đo lƣờng bằng 9 biến quan sát. Trong lần thực hiện đầu tiên thu đƣợc kết quả hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,899>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 đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.21. Độ tin cậy của yếu tố hữu hình (YTHH)
Cronbach's Alpha N of Items
.899 9
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Bảng 3.22. Hệ số tƣơng quan biến của yếu tố hữu hình (YTHH)
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted YTHH1 24.00 21.338 .641 .890 YTHH2 23.91 21.687 .635 .891 YTHH3 23.90 21.141 .657 .889 YTHH4 23.97 21.871 .566 .896 YTHH5 23.94 21.325 .657 .889 YTHH6 24.05 21.568 .673 .888 YTHH7 24.06 21.718 .653 .889 YTHH8 24.09 21.444 .726 .884 YTHH9 24.10 20.876 .807 .878
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
f. Sự hài lòng của khách hàng
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 đƣợc sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 3.23. Độ tin cậy của sự hài lòng của khách hàng (SHL)
Cronbach's Alpha N of Items
.731 6
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Bảng 3.34. Hệ số tƣơng quan biến của sự hài lòng của khách hàng (SHL)
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SHL1 14.57 7.963 .447 .698 SHL2 15.33 7.792 .518 .678 SHL3 15.56 7.773 .400 .717 SHL4 15.35 7.545 .517 .677 SHL5 15.37 8.270 .446 .699 SHL6 15.30 8.092 .480 .690 3.2.3.2. Phân tích nhân tố
Phân tích nhân tố thông qua kiểm định KMO và Bartlett’s để thấy đƣợc mức độ phù hợp của phân tích EFA với số liệu thu thập đƣợc nhƣ thế nào, đƣợc thực hiện nhƣ sau:
Sau khi đã loại bỏ các yếu tố không phù hợp trong phân tích nhân tố EFA, tác giả phân tích nhân tố với 5 yếu tố: Sự tin cậy (7 biến quan sát), Sự đáp ứng (4 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 đƣợc kết quả nhƣ sau:
Bảng 3.25. Kiểm định sự phù hợp trong phân tích nhân tố của thang đo chất lƣợng lƣợng dịch vụ tín dụng
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .892
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 3219.377
df 465
Sig. .000
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Kết quả cho thấy chỉ số KMO là 0,892>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.
Qua phụ lục 7 ta thấy có trị số đặc trƣngEigenvalues đƣợc phân tích từ 31biến quan sát. Có 06 nhân tố có trị số đặc trƣngEigenvalues lớn hơn 1 còn lại 25 nhân tố khác có trị số đặc trƣng Eigenvalues nhỏ hơn 1. Vậy với 6 nhân tố này có thể đại diện cho 31 biến quan sát khi đánh giá chất lƣợng dịch vụ tín dụng và 6 nhân tố này giải thích đƣợc 59,738% sự biến thiên của dữ liệu.
Sau khi thực hiện 7 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 5 nhóm nhân tố đƣợc trình bày trong phụ lục 8. Nhóm 6 không có một biến quan sát nào bởi vì hệ số tải nhân tố của các biến quan sát ở mục này đều nhỏ hơn 0,5 nên bị loại bỏ. Vì vậy chỉ có 5 nhóm nhân tố trong thang đo chất lƣợng dịch vụ tín dụng. Và 5 nhân tố này đại diện thông tin của 28 biến quan sát xuất hiện trong phụ lục 7 có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5. 5 nhân tố này giải thích đƣợc 56,079% sự biến thiên của bộ số liệu.
Việc phân tích nhân tố đƣợc tác giả tiến hành đã chỉ ra rằng trong 31 yếu tố của 5 thang đo đã đƣợc điều chỉnh thành 28 yếu tố của 5 thang đo. Các thang đo này đƣợc trình bày trong phụ lục 9.
3.2.3.3. Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy đã phản ánh mức độ ảnh hƣởng chất lƣợng dịch vụ tín dụng đến sự hài lòng của khách hàng với phƣơng pháp phân tích đƣợc chọn lựa là phƣơng pháp Enter. Kết quả phân tích mô hình hồi quy đƣợc trình bày ở các bảng 3.26-3.28.
Trong luận văn, các nhân tố đƣợc tính toán bằng phƣơng pháp trung bình cộng của các biến quan sát thuộc nhân tố đó (đƣợc trình bày trong phụ lục 9).
Sau khi thực hiện phân tich hồi quy sẽ thu đƣợc kết quả sau:
Bảng 3.26. Tóm tắt mô hình hồi quy
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .749 .561 .550 .36730 1.479
Với R2 = 0,561 cho thấy sự tƣơng thích của mô hình với biến quan sát là cao và 56,1% sự biến động của sự hài lòng của khách hàng đƣợc giải thích bởi chất lƣợng dịch vụ tín dụng của ngân hàng. Bên cạnh đó giá trị R2
(hiệu chỉnh) = 0,550 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 5 nhân tố của chất lƣợng dịch vụ tín dụng.
Bảng 3.27. Phân tích phƣơng sai
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 36.846 5 7.369 54.623 .000
Residual 28.871 214 .135
Total 65.717 219
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Bảng 3.28. Các tham số ƣớc lƣợng của mô hình
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .357 .184 1.944 .053 STC .149 .047 .167 3.176 .002 .746 1.341 SDU .327 .041 .423 7.935 .000 .724 1.381 NLPV .119 .051 .126 2.319 .021 .690 1.449 SDC .113 .045 .139 2.543 .012 .682 1.465 YTHH .141 .062 .152 2.291 .023 .464 2.156
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Kết quả kiểm định cho thấy, giá trị thống kê F = 54,623, mức ý nghĩa (sig. = 0,000) cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp và các biến đều đạt đƣợc tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance > 0,0001).
Thêm vào đó, tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đoán hiện tƣợng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phƣơng 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 đƣợc chấp nhận (sig.<0,005). Hệ số Durbin Watson dùng để kiểm định tƣơng quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không vi phạm khi sử dụng phƣơng pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin đạt đƣợc là
1,479 nằm trong khoảng từ 1 đến 3 và chấp nhận giả thuyết không có sự tƣơng quan chuỗi bậc nhất trong mô hình. Nhƣ 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 đã phản ánh mức độ ảnh hƣởng của 5 biến độc lập (sự tin cậy, sự đáp ứng, năng lực phục vụ, sự đồng cảm, yếu tố hữu hình) tới sự hài lòng của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ tín dụng với mô hình nhƣ sau:
SHLi = 0,357 + 0,149 x STCi + 0,327 x SDUi + 0,119x NLPVi + 0,113 x SDCi + 0,141 x YTHHi + Ui
Theo phƣơng trình hồi quy trên cho thấy chất lƣợng dịch vụ tín dụng của Vietinbank chi nhánh Hùng Vƣơng có mối quan hệ tuyến tính với sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ tín dụng. Trong đó, các hệ số Beta đều lớn hơn không và đồng thời sig của các beta đều nhỏ hơn 0,05 nên các tham số ƣớc lƣợng đều có ý nghĩa thống kê và 5 yếu tố của chất lƣợng dịch vụ tín dụng ảnh hƣởng thuận chiều đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ tín dụng. Bên cạnh đó, kết quả này cho thấy, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 là phù hợp.
Hơn nữa, mô hình chỉ ra rằng các nhân tố thuộc chất lƣợng dịch vụ tín dụng ảnh hƣởng khác nhau đến sự hài lòng của khách hàng khi sử dụng dịch vụ tín dụng, cụ thể nhƣ:
Sự đáp ứng là thành phần có chỉ số β = 0,327 cao nhất. Khi sự đáp ứng tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng cũng sẽ tăng lên 0,327 đơn vị.
Sự tin cậy là thành phần có chỉ số β = 0,149 cao thứ hai sau sự đáp ứng.Khi sự tin cậy tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng cũng sẽ tăng lên 0,149 đơn vị.
Yếu tố hữu hình là thành phần có chỉ số β = 0,141 cao thứ ba. Khi yếu tố hữu hình tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng cũng sẽ tăng lên 0,141 đơn vị. Tiếp đến là năng lực phục vụ có chỉ số β = 0,119. Khi năng lực phục vụ của ngân hàng tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng cũng sẽ tăng lên 0,119 đơn vị.
Cuối cùng là sự đồng cảm với chỉ số β = 0,113. Khi sự đồng cảm tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng cũng sẽ tăng lên 0,113 đơn vị.
3.2.3.4. Kiểm định sự khác biệt trong đánh giá chất lượng dịch vụ tín dụng theo đối tượng khách hàng (cá nhân và tổ chức)
Trong các phân tích ở trên ta thấy trong cách đánh giá chất lƣợng dịch vụ tín dụng khách hàng doanh nghiệp và khách hàng cá nhân có sự chênh lệch nhau trong cách đánh giá chất lƣợng dịch vụ. Chính vì vậy trong phần này tác giả sẽ kiểm chứng xem thực sự có sự khác nhau trong cách đánh giá về chất lƣợng dịch vụ tín dụng giữa các nhóm khách hàng này hay không bằng phép kiểm định T-test, kiểm định giá trị trung bình về sự hài lòng của khách hàng (SHL) giữa 2 nhóm khách hàng là khách hàng cá nhân và khách hàng doanh nghiệp.
Theo bảng 3.23, khi phân tích biến SHL (biến giá trị trung bình của các biến SHL1, SHL2, SHL3, SHL4, SHL5, SHL6) ta thấy mean=3,0492 gần bằng với median=3,1667, Skewness= -0,387 nằm trong khoảng từ -1 đến +1 nên biến quan sát SHL có dạng phân phối chuẩn. Nên biến SHL có dạng phân phối chuẩn. Vậy biến SHL đủ điều kiện tham gia kiểm định T-test.
Bảng 3.29. Phân tích đặc điểm biến SHL
N Valid 220 Missing 0 Mean 3.0492 Median 3.1667 Std. Deviation .54779 Skewness -.387 Std. Error of Skewness .164
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Sau khi thực hiện phép kiểm định giá trị bình 2 tổng thể T-test ta thu đƣợc kết quả sau:
Bảng 3.30. Phân tích 2 nhóm khách hàng
KH N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
SHL Doanh nghiệp 75 3.3156 .55519 .06411
Cá nhân 145 2.9115 .49185 .04085
Bảng 3.31. Kết quả kiểm định T-test
Levene's Test for Equality of
Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper SHL Equal variances assumed .537 .464 5.525 218 .000 .40406 .07314 .25991 .54821
Equal variances not assumed
5.316 134.856 .000 .40406 .07601 .25373 .55440
(Nguồn: Tác giả thực hiện)
Ta thấy giá trị Sig.=0,464>0,05 trong kiểm định Levene’s test nên ta nhận định không có sự khác nhau về phƣơng sai giữa hai tổng thể nên ta sẽ dùng kết quả ở dòng Equal variances not assumed. Ta thấy Sig.=0,000<0,05 trong kiểm định t nên có sự khác nhau có ý nghĩa về giá trị trung bình sự hài lòng giữa hai nhóm khách hàng cá nhân và doanh nghiệp.
Và dựa vào bảng 3.30 giá trị trung bình về sự hài lòng của khách hàng doanh nghiệp cao hơn khách hàng cá nhân. Điều này cho thấy nhóm khách hàng doanh nghiệp hài lòng về chất lƣợng dịch vụ tín dụng của Vietinbank chi nhánh Hùng Vƣơng hơn là khách hàng cá nhân. Điều này cũng đồng nghĩa với việc là Vietinbank chi nhánh Hùng Vƣơng cung cấp chất lƣợng dịch vụ tín dụng tốt hơn cho nhóm khách hàng doanh nghiệp. Ngân hàng cần phải quan tâm nhiều hơn nữa đến việc cung cấp một dịch vụ tín dụng tốt hơn cho khách hàng cá nhân.
3.3. Đánh giá chất lƣợng dịch vụ tín dụng tại ngân hàng thƣơng mại cổ phần Công thƣơng Việt Nam chi nhánh Hùng Vƣơng
Theo kết quả khảo sát về đánh giá của khách hàng sử dụng dịch vụ tín dụng của Vietinbank chi nhánh Hùng Vƣơng thì chất lƣợng dịch vụ tín dụng của chi nhánh đƣợc khách hàng đánh giá chƣa tốt. Cụ thể: sự hài lòng của khách hàng chỉ đƣợc đánh giá ở mức trung bình (3,0), khách hàng không hài lòng nhất với năng lực