Biến quan sát Hệ số tải
1 2 3 4 5 6 7 PCPV2 0.864 PCPV6 0.845 PCPV3 0.74 PCPV4 0.706 PCPV1 0.611 PTHH3 0.815 PTHH7 0.79 PTHH1 0.744 PTHH4 0.72 PTHH2 0.57 TINCAY2 0.939 TINCAY4 0.899 TINCAY1 0.594 TINCAY3 0.588 DONGCAM1 0.904 DONGCAM4 0.808
DONGCAM2 0.699 DONGCAM3 0.69 NLPV1 0.862 NLPV3 0.852 NLPV2 0.727 NLPV4 0.601 TRUNGTHANH3 0.913 TRUNGTHANH1 0.763 TRUNGTHANH2 0.686 HAILONG1 0.836 HAILONG2 0.626 Eigenvalues 5.681 3.338 2.812 2.557 1.988 1.51 1.079 Phƣơng sai trích (%) 19.619 11.013 9.139 8.064 6.02 4.282 2.651 Tổng phƣơng sai trích 60.787 %
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho ra đƣợc 7 nhân tố.
Giá trị tổng phƣơng sai trích = 60.787% > 50%: đạt yêu cầu. Nhƣ vậy 7 nhân tố có thể giải thích 61% sự biến thiên của dữ liệu.
Giá trị hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều cao (>1), nhân tố thứ 7 có Eigenvalues thấp nhất là 1.079 > 1.
lên cả hai nhân tố với hệ số tải gần nhau. Nên các nhân tố đảm bảo đƣợc giá trị hội tụ và phân biệt khi phân tích EFA. Ngoài ra không có sự xáo trộn các nhân tố, nghĩa là câu hỏi của nhân tố này không bị nằm lẫn lộn với câu hỏi của nhân tố kia. Nên sau khi phân tích nhân tố thì các nhân tố độc lập này đƣợc giữ nguyên, không bị tăng thêm hoặc giảm đi nhân tố.
3.2.3.4. Phân tích nhân tố khẳng định CFA
Từ kết quả phân tích EFA có 7 nhân tố đƣợc rút ra với các nhóm thang đo tƣơng ứng tạo thành mô hình đo lƣờng các khái niệm và đƣợc đƣa vào phân tích CFA để xem xét sự phù hợp của mô hình với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả phân tích CFA nhƣ sau:
3.2.3.5. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 3.19: Các chỉ số đánh giá ự phù hợp của mô hình với dữ liệ nghiên c u
Các chỉ số đánh giá Giá trị CMIN/DF 1.516 GFI 0.892 TLI 0.954 CFI 0.961 RMSEA 0.043
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Dựa vào bảng trên ta thấy, CMIN/DF=1.516 (<3),GFI xấp xỉ 0,9; TLI, CFI lớn hơn 0.9, RMSEA= 0.043 (< 0.08) đều phù hợp. Do vậy, mô hình phù hợp hay tƣơng thích với dữ liệu nghiên cứu. Ngoài ra, cần xem xét thêm một số vấn đề về độ tin cậy thang đo, giá trị hội tụ, tính đơn nguyên và giá trị phân biệt.
3.2.3.6. Đánh giá độ tin cậy thang đo
Bài nghiên cứu đánh giá độ tin cậy của thang đo theo 2 tiêu chí: - Độ tin cậy tổng hợp > 0.7
Bảng 3.20: Độ tin cậy tổng hợp
Nhân tố Độ tin cậy tổng hợp (CR)
TT 0.835 PTHH 0.827 PCPV 0.853 DC 0.86 TC 0.841 NLPV 0.855 HL 0.767
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Từ bảng kết quả trên, ta có thể thấy tất các giá trị CR đều > 0.7 do đó, các thang đo lƣờng nhìn chung là đáng tin cậy
Bảng 3.21: Hệ số tải chuẩn hóa
Estimate PTHH3 <--- PTHH .901 PTHH7 <--- PTHH .876 PTHH1 <--- PTHH .568 PTHH4 <--- PTHH .565 PTHH2 <--- PTHH .539 PCPV2 <--- PCPV .733 PCPV6 <--- PCPV .701 PCPV3 <--- PCPV .787 PCPV4 <--- PCPV .759 PCPV1 <--- PCPV .683 DONGCAM1 <--- DC .892 DONGCAM4 <--- DC .872 DONGCAM2 <--- DC .668 DONGCAM3 <--- DC .660 TINCAY2 <--- TC .971 TINCAY4 <--- TC .949 TINCAY1 <--- TC .516
Estimate TINCAY3 <--- TC .507 NLPV1 <--- NLPV .875 NLPV3 <--- NLPV .815 NLPV2 <--- NLPV .709 NLPV4 <--- NLPV .681 TRUNGTHANH3 <--- TT .923 TRUNGTHANH1 <--- TT .721 TRUNGTHANH2 <--- TT .721 HAILONG1 <--- HL .824 HAILONG2 <--- HL .752
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến quan sát đều có ý nghĩa trong thang đo do các chỉ số tải chuẩn hóa đều > 0.5 thỏa điều kiện.
3.2.4. Kiểm định giá t ị hội tụ
Bảng 3.22: Tổng phương ai út t ích
Nhân tố Tổng phƣơng sai rút trích (AVE) TT 0.631 PTHH 0.502 PCPV 0.538 DC 0.609 TC 0.592 NLPV 0.599 HL 0.622
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Fornell và Larcker (1981) cho rằng để nhân tố đạt giá trị hội tụ thì AVE đạt từ khoảng 0.5 trở lên. Theo kết quả phân tích cho thấy, tất cả các chỉ số tổng phƣơng sai rút trích đều lớn hơn 0.5 nên có thể kết luận các nhân tố đạt giá trị hội tụ.
3.2.4.1. Tính đơn nguyên
Theo Steenkamp & Van Trijp (1991), mức độ phù hợp với mô hình với dữ liệu nghiên cứu cho chúng ta điều kiện cần và đủ để cho tập biến quan sát đạt đƣợc tính đơn nguyên trừ trƣờng hợp sai số của các biến quan sát có tƣơng quan với nhau. Từ kết quả thu đƣợc, mô hình đƣợc xem là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và không có tƣơng quan giữa các sai số đo lƣờng nên có thể kết luận nó đạt tính đơn nguyên.
3.2.4.2. Giá trị phân biệt
Giá trị phân biệt đƣợc đánh giá qua những tiêu chí sau: (1) Phƣơng sai riêng lớn nhất (MSV) < AVE
(2) Tổng phƣơng sai trích bình phƣơng > inter-construct correlation.
Bảng 3.23: Kiểm định giá t ị phân biệt
AVE MSV SQRT AVE TT PTH H PCP V DC TC NLP V H L TT 0.631 0.235 0.794 1 PTHH 0.502 0.097 0.709 0.217 1 PCPV 0.538 0.157 0.733 0.343 0.228 1 DC 0.609 0.062 0.780 0.173 0.249 0.221 1 TC 0.592 0.067 0.769 0.108 -0.05 0.176 0.065 1 NLPV 0.599 0.108 0.774 0.305 0.208 0.046 -0.083 0.166 1 HL 0.622 0.235 0.789 0.485 0.312 0.396 0.234 0.259 0.328 1
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Từ bảng kết quả trên ta thấy các giá trị MSV đều nhỏ hơn AVE và các giá trị của tổng phƣơng sai rút trích bình phƣơng đều lớn hơn các chỉ số inter-construct correlation.
Do đó, từ tất cả những kết quả trên, ta có thể khẳng định rằng các khái niệm hay thang đo đạt giá trị phân biệt.
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Hình 3.3: Mô hình phân tích nhân tố khẳng định CFA 3.2.5. Kiểm định giả thuyết các mô hình 3.2.5. Kiểm định giả thuyết các mô hình
Sau khi phân tích CFA, nghiên cứu sử dụng mô hình cấu trúc SEM nhằm xác định các nhân tố ảnh hƣởng và mức độ ảnh hƣởng của từng nhân tố đến HAILONG, TRUNGTHANH. Phân tích SEM đƣợc tiến hành phân tích bắt đầu từ mô hình nghiên cứu đề xuất ban đầu, sau đó tiến hành hiệu chỉnh mô hình để có đƣợc mô hình tốt hơn.
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Hình 3.4: Kết quả phân tích mô hình cấ t úc t yến tính SEM
Kết quả của SEM cho thấy mô hình lý thuyết có Chi bình phƣơng/df= 1.537 (< 3) ;các chỉ tiêu khác nhƣ TLI, CFI>0.9 ; GFI xấp xỉ 0.9; RMSEA= 0,044 (<0,08), do đó mô hình phù hợp với dữ liệu thị trƣờng.
Sau khi xem xét độ phù hợp của mô hình, vấn đề tiếp theo nghiên cứu sẽ đánh giá kết quả phân tích SEM.
Bảng 3.24: Kết quả ước lượng giữa các nhóm nhân tố và nhân tố
Estimate S.E. C.R. P Label
HL <--- PTHH 0.12 0.052 2.338 0.019 HL <--- PCPV 0.251 0.059 4.26 *** HL <--- DC 0.104 0.047 2.231 0.026 HL <--- TC 0.128 0.054 2.384 0.017 HL <--- NLPV 0.219 0.051 4.267 *** TT <--- HL 0.667 0.093 7.157 ***
(Nguồn: tính toán từ dữ liệu khảo sát)
Sau khi chạy mô hình SEM kiểm định sự phù hợp của mô hình cũng nhƣ các chỉ số chuẩn hóa, kết quả cho thấy các mối quan hệ có ý nghĩa thống kê, cụ thể nhƣ sa
Giả thuyết H1: Sự tin cậy có ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng của khách hàng
Theo kết quả kiểm định mô hình giá trị p = 0.017 < 0.05 cho thấy giả thuyết đƣợc chấp nhận. Đồng thời, trọng số chƣa chuẩn hóa mang dấu dƣơng cho thấy sự tin cậy có ảnh hƣởng thuận chiều đến sự hài lòng của khách hàng. Có nghĩa là khi sự tin cậy đƣợc tăng lên thì đồng thời cũng làm khách hàng hài lòng hơn. Kết quả này cũng trùng với đa số các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đó nhƣ nghiên cứu của Bloemer (1998) hay nghiên cứu của Osman và cộng sự (2005).
Giả thuyết H2: Các yếu tố hữu hình có ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng của khách hàng
Với mức p- value là 0.019 cho thấy các yếu tố hữu hình có tác động đến sự hài lòng của khách hàng, và trọng số chƣa chuẩn hóa là 0.12. Nhƣ vậy yếu tố hữu hình có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đúng với giả thuyết đƣa ra. Các yếu tố hữu hình ở đây bao gồm: ngân hàng có trụ sở đẹp, vị trí thuận tiện đi lại, đồng phục của nhân viên lịch thiệp, ƣa nhìn, cách bố trí các quầy hợp lý, dễ nhận biết, các tiện nghi tốt và hệ thống ATM hoạt động tốt, dễ sử dụng.
Giả thuyết H3: Phong cách phục vụ có ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng của khách hàng
phục vụ <0.05 và nên biến này thực sự có ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng. Đồng thời, hệ số chƣa chuẩn hóa cũng mang dấu dƣơng cho thấy phong cách phục vụ có ảnh hƣởng tỷ lệ thuận đến sự hài lòng của khách hàng.
Giả thuyết H4: Sự đồng cảm có ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng của khách hàng
Yếu tố sự đồng cảm có P value là 0.026 thỏa điều kiện < 0.05 và hệ số chƣa chuẩn hóa là 0.104 mang dấu dƣơng cho thấy sự đồng cảm có ảnh hƣởng tích cực đên sự hài lòng của khách hàng. Kết quả này trùng với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Phƣơng Trâm, 2008 và Nguyễn Xuân Vỹ, 2011. Hay nghiên cứu đo lƣờng chất lƣợng dịch vụ NH của Osman và cộng sự (2005) cũng đã chứng minh đồng cảm là một trong các yếu tố có ảnh hƣởng đến sự hài lòng khách hàng.
Giả thuyết H5: Sự tin cậy có ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng của khách hàng
Giả thuyết này đã đƣợc chứng minh với mức P- value là 0.017 < 0.05 và hệ số chƣa chuẩn hóa mang dấu dƣơng. Kết quả này trùng với kết quả của phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm nhƣ nghiên cứu của Bloemer (1998), Osman và cộng sự (2005)
Giả thuyết H6: Sự hài lòng của khách hàng có ảnh hưởng đến lòng trung thành của họ
Yếu tố sự hài lòng đã đƣợc chứng minh qua mô hình nghiên cứu là có ảnh hƣởng thuận chiều đến lòng trung thành của khách hàng với hệ số P- value < 0.05 và hệ số chƣa chuẩn hóa là 0.667. Kết quả nghiên cứu trùng với quan điểm mà Oliver, 1977 đã chỉ ra khách hàng hài lòng thì sẽ trung thành hơn là khách hàng không hài lòng.
Bảng 3.25: Hệ số đã ch ẩn hóa Estimate HL <--- PTHH 0.164 HL <--- PCPV 0.313 HL <--- DC 0.151 HL <--- TC 0.152 HL <--- NLPV 0.296 TT <--- HL 0.524
Xem bảng Standardized Regression Weights, ta thấy các trọng số đã chuẩn hoá. Trị tuyệt đối của các trọng số này càng lớn thì khái niệm độc lập tƣơng ứng tác động càng mạnh đến khái niệm phụ thuộc (Nguyễn Khánh Duy, 2009). Trong kết quả nghiên cứu này Phong cách phục vụ là yếu tố tác động mạnh nhất (trọng số hồi quy đã chuẩn hoá bằng 0.313); thứ hai là năng lực phục vụ (trọng số hồi quy đã chuẩn hoá là 0.296).Các yếu tố phƣơng tiện hữu hình, sự đồng cảm hay sự tin cậy có hệ số chuẩn hóa gần tƣơng đƣơng nhau lần lƣợt là 0.164, 0.151 và 0.152.
Nhƣ vậy, với hệ số chuẩn hóa là 0.313 có thể thấy yếu tố phong cách phục vụ hay sự đáp ứng có ảnh hƣởng lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng. Sự đáp ứng mang lại sự hài lòng lớn nhất cho khách hàng bởi vì: thủ tục hồ sơ giao dịch đơn giản, thuận tiện và nhanh chóng, nhân viên thực hiện dịch vụ chính xác kịp thời, nhân viên BIDV Quang Minh luôn sẵn sàng hỗ trợ khách hàng, sản phẩm dịch vụ của BIDV đa dạng, linh hoạt, phù hợp với nhu cầu của khách hàng và nhân viên luôn lắng nghe ý kiến của khách hàng.
Từ năm 2018 trở lại đây BIDV luôn chú trọng đến việc phát triển dịch vụ, tiêu biểu nhƣ đề án về phát triển dịch vụ với hàng loạt các hoạt động triển khai nhƣ cuộc thi tìm hiểu về dịch vụ, hội thảo Diễn đàn sáng tạo để thúc đẩy các sáng kiến, cải tiến trong công việc, cũng nhƣ các sáng kiến trong công tác phát triển kinh doanh, thay đổi đồng loạt màn hình máy tính của các nhân viên BIDV với các câu slogan về cách ứng xử với khách hàng, ban bố các quy định về chuẩn mực thời gian giao dịch nhằm rút ngắn thời gian giao dịch, đơn giản hóa các thủ tục hồ sơ của khách hàng. BIDV Quang Minh, mặc dù là địa bàn xa khu vực trung tâm Hà Nội nhƣng luôn nắm bắt kịp thời các chƣơng trình do hội sở chính đề ra, tích cực tham gia các hoạt động do BIDV phát động. Ngoài việc áp dụng các quy định về đơn giản hóa thủ tục hồ sơ, hay thời gian giao dịch chuẩn, thì các cán bộ chi nhánh cùng thƣờng học hỏi thêm kinh nghiệm của các chi nhánh bạn trong quá trình tác nghiệp nhằm cải thiện thời gian giao dịch cho khách hàng. Có thể thấy điều này đã góp phần vào sự thay đổi tích cực trong công tác giao dịch khách hàng khiến khách hàng đánh giá cao sự đáp ứng của ngân hàng.
Yếu tố thứ hai có ảnh hƣởng lớn đến sự hài lòng của khách hàng là năng lực
phục vụ với hệ số đã chuẩn hóa là 0.296. Điều này có nghĩa là khách hàng cảm thấy nhân viên ngân hàng BIDV chi nhánh Quang Minh có nghiệp vụ chuyên môn tốt, có khả năng tƣ vấn hỗ trợ khách hàng, có thể giải đáp tốt các thắc mắc hay yêu cầu của khách hàng. Đây có thể coi là một tín hiệu đáng mừng với BIDV nói chung và chi nhánh Quang Minh nói riêng khi chất lƣợng đào tạo tƣơng đối đồng đều và mang lại hiệu quả cao. Những năm gần đây BIDV thƣờng xuyên tổ chức các lớp học online cũng nhƣ offline (học tại Viện đào tạo nghiên cứu và phát triển BIDV) về các kiến thức nghiệp vụ, cũng nhƣ các kĩ năng bổ trợ trong quá trình tác nghiệp nhƣ các lớp học về sản phẩm, cách tác nghiệp, các nghiệp vụ cơ bản nhƣ: chuyển tiền trong nƣớc, chuyển tiền quốc tế, bảo hiểm, tín dụng bán lẻ, cho vay khách hàng doanh nghiệp, xử lý rùi ro, phân biệt chữ ký thật giả,...Các khóa học có kiến thức sát với thực tế, cách bố trí các bài học dễ hiểu nên thu hút đƣợc các cán bộ đăng ký tham gia, tạo đƣợc chất lƣợng chuyên môn đồng đều. Ngoài ra BIDV cũng xây dựng bộ quy tắc ứng xử với khách hàng khi gặp trực tiếp và khi tiếp xúc trên các mạng xã hội. Đây cũng là một điểm đổi mới của ngân hàng khi không chỉ chú trọng đến các khách hàng giao dịch tại quầy mà ngay cả các khách hàng online cũng đƣợc tƣ vấn, chăm sóc nhiệt tình. Đánh giá chung về quan hệ giữa chất lƣợng dịch vụ và lòng trung thành của khách hàng.
Đánh giá về kết quả hoạt động của chi nhánh BIDV Quang Minh
Năm 2018 đã cho thấy sự thay đổi của chi nhánh trong công tác phát triển dịch vụ. Bên cạnh việc tăng trƣởng huy động vốn và dƣ nợ tín dụng, chi nhánh đã tập trung phát triển các sản phẩm dịch vụ để tăng thu phí dịch vụ ròng. Có thể thấy rằng, các ngân hàng hiện đại đang có xu hƣớng cơ cấu lại doanh thu chủ yếu đến từ dịch vụ, vì rủi ro ít những khả năng tăng trƣởng lại cao, đây chính là chiếc chìa khóa giúp các doanh nghiệp phát triển bền vững, và BIDV cũng không năm ngoài xu thế chung này. Trong năm 2018 và những tháng đầu năm 2019, chi nhánh không chỉ phát triển các dịch vụ truyền thống nhƣ mua bán ngoại tệ, chuyển tiền quốc tế,