STT Thang đo Số biến
quan sát
Hệ số Cronbach Alpha
Hệ số tƣơng quan biến - tổng nhỏ nhất
1 Phương tiện hữu hình (HH) 6 0.790 0.409
2 Mức độ tin cậy (TC) 5 0.754 0.444 3 Khả năng đáp ứng (DU) 5 0.746 0.412 4 Năng lực phục vụ (PV) 4 0.734 0.446 5 Sự cảm thông (CT) 5 0.754 0.457 6 Sản phẩm tín dụng (SP) 5 0.777 0.448 7 Cảm nhận giá cả (GC) 4 0.737 0.431 8 Sự hài lòng (HL) 6 0.800 0.423 Nguồn: kết quả SPSS
* Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA đối với các thành phần của chất lƣợng dịch vụ tín dụng:
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy hệ số tải nhân tố của các biến đều > 0.5. Hệ số KMO = 0.751 (0.5 < KMO < 1) nên EFA phù hợp với dữ liệu. Đồng thời thống kê Chi – quare của kiểm định Bartlett đạt giá trị 2842.735 với mức ý nghĩa sig = 0.000 (< 0.05) cho thấy giữa các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể.
Tại giá trị Engenvalue = 1.693 (> 1) với phương pháp rút trích Principle Axis Factoring và phép quay Promax, phân tích nhân tố EFA đã trích được 7 nhân tố từ 34 biến quan sát với phương sai trích được là 54.575% (> 50%) (Phụ Lục 3). Điều này có nghĩa là 7 nhân tố này sẽ giải thích được 54.575% biến thiên của dữ liệu. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được. Sự phân tán của các biến quan sát trong 7 thành phần chất lượng dịch vụ như giả thuyết ban đầu gần như khơng thay đổi, chỉ có 1 biến quan sát HH6 ở thành phần phương tiện hữu hình được nhóm vào thành phần khả năng đáp ứng (Phụ lục 3), các biến quan sát trong thành phần thang đo đặc
trưng của sản phẩm tín dụng và cảm nhận giá cả cũng giữ ngun khơng đổi. Kết quả phân tích nhân tố được thể hiện trong Bảng 2.8 như sau:
Bảng 2.8 Kết quả phân tích EFA các thành phần chất lƣợng dịch vụ tín dụng
BIẾN QUAN SÁT NHÂN TỐ
1 (HH) 2 (DU) 3 (SP) 4 (TC) 5 (CT) 6 (GC) 7 (PV)
HH4 Trang thiết bị hiện đại, tiện
nghi phục vụ tốt .828
HH1 Trụ sở đẹp .785
HH2 Địa điểm giao dịch thuận tiện .659
HH3 Không gian quầy giao dịch
đẹp, bố trí phù hợp .633
HH5 Đồng phục nhân viên đẹp .611
DU1 Thủ tục vay vốn đơn giản .873
DU5 Nhân viên luôn dành thời gian đáp ứng nhu cầu khách hàng nhanh chóng
.740
DU4 Tác phong của nhân viên
chuyên nghiệp, nhanh nhẹn .634
DU3 Nhân viên chủ động thông báo
thay đổi lãi suất cho vay .583
HH6 Giấy tờ, biểu mẫu đơn giản, dễ
hiểu .583
DU2 Định giá tài sản bảo đảm hợp
lý .582
SP5 Sản phẩm được quảng bá trên
website ngân hàng, tivi, tờ rơi, ... .879
SP2 Quy định sản phẩm phù hợp nhu cầu thiết thực của từng đối tượng khách hàng
.730
SP4 Thời gian cho vay linh hoạt .719
SP3 Chính sách về tài sản đảm bảo
linh hoạt, cạnh tranh .636
SP1 Sản phẩm tín dụng đa dạng .569
TC1 Hồ sơ vay được bảo mật .851
TC4 Tình trạng sai sót ít xảy ra .682
TC5 Chân thành quan tâm giải quyết
khó khăn của khách hàng .681
TC3 Ln thông báo khách hàng khi
TC2 Cung cấp dịch vụ đúng thời
gian cam kết .610
CT2 Nhân viên nhiệt tình hỗ trợ khách hàng tính tốn để có được lợi ích tốt nhất
.820
CT5 Thường xun có chính sách ưu đãi cho khách hàng cũ, khách hàng uy tín
.706
CT4 Có chương trình chăm sóc
khách hàng vào các dịp đặc biệt .701
CT3 Thời gian giao dịch thuận tiện
cho khách hàng .659
CT1 Nhân viên thấu hiểu nhu cầu
của khách hàng .642
GC2 Lãi suất cho vay được điều
chỉnh thường xuyên, kịp thời .808
GC1 Lãi suất cho vay hấp dẫn, cạnh
tranh .782
GC3 Lãi suất cho vay linh hoạt theo
từng sản phẩm .713
GC4 Phí dịch vụ tín dụng của ngân
hàng hợp lý .604
PV5 Ngân hàng giải quyết thắc mắc
khiếu nại nhanh chóng, hợp lý .827
PV2 Cách cư xử của nhân viên tạo
niềm tin cho khách hàng .719
PV3 Khách hàng cảm thấy an toàn
khi giao dịch với Ngân hàng .679
PV1 Nhân viên có kiến thức chun
mơn tốt, tư vấn sản phẩm phù hợp .635
Eigenvalue 5.193 2.706 2.41 2.302 2.273 1.977 1.693
Phƣơng sai trích (%) 15.275% 7.958% 7.089% 6.772% 6.685% 5.816% 4.980%
Phƣơng sai trích cộng dồn (%) 15.275% 23.233% 30.322% 37.094% 43.779% 49.595% 54.575%
Nguồn: kết quả SPSS
* Kết quả phân tích EFA đối với thang đo mức độ hài lòng của khách hàng:
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với sự hài lòng, cho thấy 6 biến quan sát trong thang đo sự hài lòng vẫn giữ nguyên. Giả thuyết H0 là các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể đã bị bác bỏ bởi kiểm định Bartlett’s
với mức ý nghĩa sig = 0.000, đồng thời hệ số KMO = 0.779, do đó phân tích nhân tố (EFA) cho việc nhóm các biến của thang đo sự hài lịng của khách hàng với nhau là thích hợp. Hệ số tải nhân tố của các biến đều > 0.5, kết quả trích được 1 yếu tố tại Eigenvalue = 3.051 và tổng phương sai trích được là 50.846% thể hiện rằng nhân tố rút ra giải thích 50.846% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalue = 3.051. Do vậy các thang đo rút ra là chấp nhận được.
Bảng 2.9 Kết quả EFA đối với thang đo sự hài lòng của khách hàng
BIẾN QUAN SÁT NHÂN TỐ SỰ HÀI
LỊNG (HL)
HL6 Hài lịng với chất lượng dịch vụ tín dụng của Ngân hàng .873 HL5 Sẵn sàng giới thiệu bạn bè, người thân đến giao dịch tại Ngân hàng .763 HL4 Tiếp tục sử dụng sản phẩm, dịch vụ tín dụng của Ngân hàng .746 HL2 Hài lịng với sản phẩm tín dụng tại Ngân hàng .652 HL3 Hài lịng với lãi suất và phí tại Ngân hàng .618
HL1 Hài lòng khi giao dịch với Ngân hàng .587
Eigenvalue 3.051
Phƣơng sai trích (%) 50.846%
Phƣơng sai trích cộng dồn (%) 50.846%
Nguồn: kết quả SPSS
* Kết quả hồi quy tuyến tính của mơ hình nghiên cứu:
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy mơ hình đã giải thích khá tốt sự thay đổi của các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng đến sự hài lịng của khách hàng tại VIETBANK - CN TP.HCM:
- Chỉ số Adjusted R Square (R2 điều chỉnh ) = 0.671; giá trị kiểm định F = 78.041, ở mức ý nghĩa 1% (Sig. = 0.000), cho thấy mơ hình đã giải thích được 67.10% sự biến thiên của các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng tới sự hài lịng của khách hàng tại VIETBANK - CN TP.HCM.
- Hệ số sig của nhân tố sự cảm thơng (CT) là 0.273 > 0.05 khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình đo lường sự hài lịng của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ tín dụng tại VIETBANK - CN TP.HCM.
- Hệ số Beta của nhân tố đặc trưng sản phẩm tín dụng (SP) lớn nhất = 0.300 do đó mức độ tác động của nhân tố này lên sự hài lòng là cao nhất, tiếp theo là cảm nhận giá cả (GC) 0.278, năng lực phục vụ (PV) 0.269, khả năng đáp ứng (DU) 0.235, mức độ tin cậy (TC) 0.232 và cuối cùng là phương tiện hữu hình (HH) 0.143. - Kiểm định về tính độc lập của sai số trong mô hình: Hệ số Durbin – Waston (d) là 1.968 ( 1 < d < 3) cho thấy mơ hình khơng tự tương quan.
- Kiểm định sự đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phương sai VIF đạt giá trị lớn nhất là 1.221 < 10 cho thấy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình.
- Kiểm tra về phân phối chuẩn của phần dư: Từ biểu đồ phân phối của phần
dư cho thấy giá trị trung bình của phần dư bằng không và biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa gần tuân theo phân phối chuẩn (phụ lục 4). Điều này cho phép kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của mơ hình hồi qui khơng bị vi phạm.
Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu.
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện qua bảng 2.10:
Bảng 2.10 Các thơng số của từng biến trong phƣơng trình hồi quy:
Hệ số (Coefficientsa) Biến quan sát Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toler ance VIF 1 (Constant) -.628 .170 -3.688 .000
HH Phương tiện hữu hình .118 .032 .143 3.678 .000 .819 1.221
TC Mức độ tin cậy .194 .030 .232 6.365 .000 .936 1.069 DU Khả năng đáp ứng .202 .032 .235 6.297 .000 .896 1.117 PV Năng lực phục vụ .210 .030 .269 7.026 .000 .852 1.174 CT Sự cảm thông .032 .029 .039 1.097 .273 .970 1.031 SP Sản phẩm tín dụng .248 .031 .300 7.974 .000 .882 1.134 GC Cảm nhận giá cả .225 .030 .278 7.580 .000 .928 1.077
a. Biến phụ thuộc: HL Sự hài lịng
Phương trình hồi quy về các thành phần chất lượng dịch vụ tín dụng tại VIETBANK – CN TP.HCM được thể hiện như sau:
HL = 0.300SP + 0.278GC + 0.269PV + 0.235DU + 0.232TC + 0.143HH
Trong điều kiện các yếu tố khác trong mơ hình khơng thay đổi, nếu thay đổi biến độc lập này 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ tín dụng của VIETBANK – CN TP.HCM sẽ tăng/giảm đi β (hệ số hồi qui) đơn vị:
- Sản phẩm tín dụng (SP): Khi vay vốn điều đầu tiên khách hàng quan tâm
là đặc tính của sản phẩm tín dụng, số tiền vay tối đa, chính sách tài sản bảo đảm, khả năng đáp ứng của sản phẩm, ... vì vậy mà nhân tố này tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng, với hệ số Beta lớn nhất: β = 0.300, sig = 0.000, điều này có nghĩa là khi khách hàng cảm nhận chất lượng sản phẩm tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lịng của khách hàng tăng lên 0.300 đơn vị.
- Cảm nhận giá cả (GC): Yếu tố này có tác động mạnh thứ 2 tới sự hài lòng
của khách hàng. Lãi suất, phí ln là vấn đề được khách hàng đặt lên hàng đầu khi vay vốn. Hiện nay có nhiều ngân hàng cạnh tranh nên đưa ra các mức lãi suất cho vay, phí khác nhau và khách hàng thường hay so sánh mức lãi suất giữa các ngân hàng để chọn mức lãi suất thấp nhất nhằm cắt giảm tối đa chi phí, vì vậy khi sử dụng dịch vụ tín dụng yếu tố giá cả cũng được quan tâm rất nhiều, hệ số β = 0.278 và sig = 0.000.
- Năng lực phục vụ (PV): Yếu tố này cũng tác động tích cực tới sự hài lịng của khách hàng. Cách cư xử của nhân viên đối với khách hàng cũng là nhân tố giúp ngân hàng duy trì mối quan hệ tốt với ngân hàng, khi nhân viên tỏ ra thân thiện, gần gũi với khách hàng thì khách hàng sẽ cảm thấy hài lòng khi giao dịch với ngân hàng, hệ số β của nhân tố này cũng khá cao = 0.269 với mức ý nghĩa sig = 0.000.
- Khả năng đáp ứng (DU): cũng góp phần không nhỏ tác động dương đến
sự hài lòng của khách hàng, việc đơn giản hóa các thủ tục vay vốn, sự chuyên nghiệp của nhân viên, giải quyết hồ sơ nhanh chóng, kịp thời giúp khách hàng hài lịng hơn, ngày càng có nhiều ngân hàng cạnh tranh nên khách hàng có nhiều sự lựa chọn và thích giao dịch với ngân hàng có dịch vụ tốt hơn, β = 0.235 và sig = 0.000.
- Mức độ tin cậy (TC): beta của độ tin cậy gần bằng với beta của khả năng đáp ứng, β = 0.232 và sig = 0.000, chứng tỏ mức tin cậy cũng ảnh hưởng và có tác động thuận chiều đến đến sự hài lòng của khách hàng. Khách hàng ngày càng giao dịch dựa trên yếu tố uy tín, họ ln quan tâm đến danh tiếng vì ngân hàng có danh tiếng tốt thì các giao dịch càng chuyên nghiệp và thuận tiện hơn.
- Phƣơng tiện hữu hình (HH): yếu tố này cũng tác động cùng chiều tới sự hài lòng của khách hàng tuy nhiên mức độ tác động ít hơn so với các yếu tố trên, β = 0.143 và sig = 0.000. Ngày nay tất cả các ngân hàng đều chú trọng đầu tư cơ sở vật chất, trang thiết bị, bố trí quầy giao dịch bắt mắt, … do đó cảm nhận của khách hàng về phương tiện hữu hình cũng ít ảnh hưởng tới sự hài lịng của khách hàng.
Nguồn: kết quả SPSS
Hình 2.4 Biểu đồ thể hiện mức độ ảnh hƣởng của các thành phần thang đo chất lƣợng dịch vụ tín dụng đến sự hài lòng của khách hàng.
* Kết quả đo lƣờng sự hài lòng của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ tín dụng tại VIETBANK – CN TP.HCM:
Nhìn chung cảm nhận của khách hàng khi đánh giá về chất lượng dịch vụ tín dụng tại VIETBANK – CN TP.HCM không cao, chỉ xoay quanh điểm giữa của thang đo (3 là điểm giữa thang đo, là mức trung hịa). Mức hài lịng chung có giá trị trung bình là 3.0289 (với 3 là trung hịa, 4 là hài lòng), chi tiết về mức độ hài lòng của các thành phần được thể hiện qua bảng 2.11 như sau:
Bảng 2.11 Kết quả đo lƣờng sự hài lòng của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ tín dụng tại VIETBANK – CN TP.HCM
Biến quan sát Giá trị trung bình
HH Phương tiện hữu hình 2.9336
TC Mức độ tin cậy 3.0868 DU Khả năng đáp ứng 2.9478 PV Năng lực phục vụ 3.0226 CT Sự cảm thông 3.0053 SP Sản phẩm tín dụng 2.8974 GC Cảm nhận giá cả 2.9670 HL Sự hài lòng 3.0289 Nguồn: Kết quả SPSS
Trong các nhân tố về chất lượng dịch vụ, khách hàng hài lòng nhất về mức độ tin cậy, giá trị trung bình của biến độ tin cậy là 3.0868, tiếp theo là năng lực phục vụ với hệ số trung bình là 3.0226, sự cảm thông với hệ số trung bình là 3.0053, tuy nhiên từ mơ hình hồi quy cho thấy nhân tố này khơng có tác động đến sự hài lịng của khách hàng. Nhân tố cảm nhận giá cả, khả năng đáp ứng, phương tiện hữu hình và sản phẩm tín dụng bị đánh giá chỉ gần đạt mức trung bình với giá trị trung bình của các nhân tố này lần lượt là 2.9670; 2.9478; 2.9336 và 2.8974.
Nguồn: kết quả SPSS
2.3.1.6 Kết quả kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lòng đối với chất lƣợng dịch vụ tín dụng giữa các nhóm khách hàng:
* Chất lƣợng dịch vụ tín dụng theo KHCN và KHDN:
Bảng 2.12 Kết quả kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lòng giữa KHCN và KHDN
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Khác biệt giá trị trung bình Sai số chuẩn Độ tin cậy 95% Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất HL Sự hài lòng Equal variances assumed .040 .841 2.079 263 .039 .131 .063 .007 .256 Equal variances not assumed 2.054 143.225 .042 .131 .064 .005 .258 Nguồn: kết quả SPSS
Giá trị Sig trong kiểm định Levene test = 0.841 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho khơng có sự khác nhau về phương sai của 2 tổng thể, tức phương sai của KHCN và KHDN bằng nhau, dựa vào kết quả kiểm định t ở phần Equal variances assumed (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) có sig = 0.039 < 0.05 cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa về trung bình của 2 tổng thể hay nói cách khác có sự khác biệt về mức độ hài lòng giữa KHCN và KHDN đối với chất lượng dịch vụ tín dụng của VIETBANK – CN TP.HCM. KHCN thường vay nhỏ lẻ với những sản phẩm đơn thuần, ngược lại KHDN thường có nhu cầu cao hơn, cần nhiều sản phẩm chuyên biệt cũng như cần được sự phục vụ nhiều hơn, do đó mức độ cảm nhận về chất lượng dịch vụ tín dụng của 2 nhóm khách hàng này khác nhau tại VIETBANK – CN TP.HCM. Kết quả thực tế cũng cho thấy KHCN dễ hài lịng hơn so với KHDN: KHCN có mức hài lịng trung bình về chất lượng dịch vụ tín dụng của VIETBANK – CN TP.HCM là 3.07 và KHDN chỉ hài lòng ở mức 2.94.
Bảng 2.13 Kết quả đo lƣờng mức độ hài lòng theo đối tƣợng khách hàng
Khách hàng Giá trị trung bình
Cá nhân 3.07
Tổ chức 2.94
Nguồn: kết quả SPSS
* Chất lƣợng dịch vụ tín dụng theo thời gian giao dịch của khách hàng:
Bảng 2.14 Kết quả kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lịng giữa các nhóm