2.4 Khảo sát sự hài lòng của khách hàng đối với hoạt động thanh toán quốc tế tạ
2.4.3.2 Đánh giá các thang đo
Để đánh giá thang đo trong nghiên cứu có ý nghĩa thống kê, thơng thường các thang đo được đánh giá sơ bộ qua hai cơng cụ chính: hệ số tin cậy Cronbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA:
- Hệ số tin cậy Cronbach alpha: đây là một phép kiểm định thống kê về mức độ chặt chẽ mà các mục hỏi trong thang đo tương quan với nhau. Hệ số này được sử dụng để loại các biến không phù hợp. Theo nghiên cứu của Nunnally và Bernstein 1994 khi Cronbach và lớn hơn 0,9 thì chấp nhận được nhưng khơng tốt. Cũng có nghiên cứu cho rằng Cronbach Alpha từ 0,6 trở lên là có thể sử dụng được trong trường hợp khái niệm đo lường là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005)
Từ đó, tác giả kiểm định độ tin cậy của thang đo dựa trên cơ sở các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,4 sẽ bị loại và tiêu chuẩn để chọn thang đo là thang đo đó phải có độ tin cậy Cronbach alpha từ 0,7 trở lên.
- Phân tích nhân tố khám phá EFA: là phương pháp phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập hợp nhiều biến quan sát có mối tương quan với nhau thành một tập biến (gọi là các nhân tố) ít hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu. Như vậy, sau khi đã loại bỏ các biến rác, các biến đạt yêu cầu sẽ được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA nhằm phân tích sự thích hợp của các nhân tố với các yêu cầu sau:
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0,5 với mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett ≤ 0,05
Hệ số tải nhân tố (Factor loading) ≥ 0,5
Hệ số tin cậy Cronbach anpha:
Kết quả kiểm định độ tin cậy của các thành phần thang đo và thang đo mức độ hài lòng của khách hàng sau khi sử dụng dịch vụ TTQT được trình bày trong bảng sau:
Bảng 2.12:Kiểm định các thang đo bằng Cronbach Alpha
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến
Tƣơng quan biến-tổng
Cronbach Alpha nếu loại biến
Tin cậy Cronbach Alpha = ,793
TC1 12,60 5,003 ,747 ,690 TC2 12,02 7,166 ,368 ,816 TC3 12,40 6,349 ,713 ,717 TC4 12,54 6,905 ,454 ,790 TC5 12,42 6,352 ,641 ,734 Đáp ứng Cronbach Alpha = ,741 DU1 10,24 2,753 ,618 ,630 DU2 10,53 3,536 ,452 ,725 DU3 10,36 3,125 ,474 ,716 DU4 9,96 2,773 ,603 ,640
Bảo đảm Cronbach Alpha =,761
BD1 10,58 2,328 ,692 ,630
BD3 10,65 2,026 ,540 ,753 BD4 10,41 2,838 ,630 ,690 Đồng cảm Cronbach Alpha = ,873 DC1 11,14 4,594 ,719 ,841 DC2 10,77 4,274 ,728 ,840 DC3 10,93 4,930 ,712 ,847 DC4 10,93 4,276 ,767 ,822
Phƣơng tiện hữu hình Cronbach Alpha =,703
PTHH1 6,30 2,093 ,588 ,551 PTHH2 6,66 1,939 ,503 ,633 PTHH3 6,74 1,777 ,491 ,662 Phí Cronbach Alpha = ,860 PHI1 7,07 2,923 ,732 ,839 PHI2 7,15 3,329 ,829 ,713 PHI3 7,39 4,454 ,716 ,848
Sự hài lòng Cronbach Alpha =,860
HL1 6,88 1,217 .,846 .,701
HL2 7,59 1,326 ,602 ,934
Kết quả tính tốn Cronbach Alpha ở bảng 2.12 cho thấy các thang đo trên đều có Cronbach Alpha đạt yêu cầu (đều trên 0.7). Cụ thể, Cronbach Alpha của thành phần
tin cậy là 0,793; của thành phần đáp ứng là 0,741; của thành phần bảo đảm là 0,761;
của thành phần đồng cảm là 0,873; của thành phần phương tiện hữu hình là 0,703; của thành phần phí là 0,860 và của thành phần sự hài lòng là 0,860.
Tuy nhiên ta nhận thấy rằng có 2 biến quan sát trong 2 thành phần tin cậy và sự hài lịng là TC2 và HL2 có Cronbach Alpha nếu loại biến cao hơn Cronbach Alpha của thành phần tin cậy và thành phần sự hài lòng ( cụ thể Cronbach Alpha nếu loại biến TC2 đạt 0,816 > 0,793, và Cronbach Alpha nếu loại biến HL2 đạt 0,934 > 0,860). Xét riêng biến TC2: ngoài Cronbach Alpha nếu loại biến này cao hơn thì biến quan sát TC2 có hệ số tương quan biến tổng cũng không đạt yêu cầu (<0,4), gộp 2 yếu tố trên do vậy tác giả quyết định bỏ biến quan sát này trong thành phần tin cậy để đạt giá trị tin cậy cao hơn. Xét riêng biến HL2: khi loại biến này Cronbach Alpha đạt quá cao (>0,9), theo nghiên cứu của Nunnally và Bernstein 1994 thì giá trị Cronbach Alpha >0,9 chấp nhận được nhưng không tốt, đồng thời hệ số tương quan biến tổng của biến quan sát HL2 cũng đạt giá trị tốt và đạt yêu cầu do vậy tác giả quyết định vẫn giữ biến quan sát này.
Xét hệ số tương quan biến tổng cho các biến quan sát cịn lại thì ta thấy rằng các hệ số tương quan biến tổng đều cao và đạt yêu cầu (lớn hơn 0,4).
Như vậy, các biến đo lường các thành phần ngoại trừ TC2 đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Phân tích nhân tố khám phá EFA:
Các biến đã đạt yêu cầu trong Cronbach alpha đều được đưa vào phân tích nhân tố EFA. Kết quả phân tích nhân tố EFA cho các thành phần đo lường sự hài lòng của khách hàng sau khi sử dụng sản phẩm dịch vụ TTQT tại BIDV cho thấy có 6 yếu tố được trích ra tại giá trị Eigen là 1,424, phương sai trích được là 71,746% và tại đó hệ số KMO là 0,725 với mức ý nghĩa Sig là 0,000. Như vậy, hệ số KMO và phương sai trích đạt yêu cầu. Tuy nhiên, 1 biến quan sát bị loại là TC4 thuộc thành phần tin cậy
(Ngân hàng có chú trọng vào việc khơng tạo ra lỗi trong quá trình làm việc) vì hệ số tải nhân tố của biến quan sát này khơng đạt u cầu vì có giá trị nhỏ hơn 0,5. Sau khi loại biến này, tác giả tiến hành tính tốn lại Cronbach Anpha của thành phần tin cậy gồm 3 biến quan sát: TC1, TC3, TC5 với kết quả đạt >0.7 (kết quả cụ thể được trình bày ở Phụ lục 2). Như vậy, 21 biến quan sát cịn lại được đưa vào phân tích EFA lần nữa cho ra kết quả 6 yếu tố được trích ra tại giá trị Eigen là 1,380, phương sai trích được là 72,817% và tại đó KMO bằng 0,731. Hệ số Cronbach Alpha của thành phần tin
cậy được tính lại là 0,844.(Kết quả cụ thể được trình bày ở Phụ lục 2)
Bảng 2.13 Kết quả phân tích nhân tố EFA của các thành phần đo lƣờng sự hài lòng của khách hàng
STT Tên biến Nhân tố Tên nhân tố
1 2 3 4 5 6 1 DC4 ,866 ĐỒNG CẢM 2 DC2 ,834 3 DC3 ,826 4 DC1 ,824 5 PHI2 ,893 PHÍ 6 PHI1 ,855 7 PHI3 ,797 8 TC1 ,883 TIN CẬY 9 TC3 ,858 10 TC5 ,756
11 BD1 ,856 BẢO ĐẢM 12 BD4 ,764 13 BD3 ,739 14 BD2 ,555 15 DU4 ,824 ĐÁP ỨNG 16 DU1 ,803 17 DU2 ,651 18 DU3 ,648 19 PTHH3 ,791 PHƢƠNG TIỆN HỮU HÌNH 20 PTHH1 ,754 21 PTHH2 ,738 Eigenvalue 1,380 Phƣơng sai trích 72,817
Đối với thang đo sự hài lòng của khách hàng, sau khi phân tích EFA trích được 1 nhân tố tại giá trị Eigen là 2,372. Bảng 2.14 trình bày kết quả phân tích nhân tố cho khái niệm này. Tại giá trị Eigen là 2,372, phương sai trích được là 79,077%, KMO bằng 0,643, các hệ số tải nhân tố đều đạt yêu cầu là lớn hơn 0,5. Với các số liệu thu thập được thì phân tích EFA là phù hợp, các biến quan sát thuộc thành phần sự hài lòng của khách hàng đều đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo. (Kết quả cụ thể được trình bày ở Phụ lục 2)
Bảng 2.14: Kết quả phân tích nhân tố EFA của khái niệm sự hài lòng của khách hàng
Biến quan sát Hệ số tải
nhân tố Giá trị Eigen Phƣơng sai trích Cronbach alpha SỰ HÀI LÒNG 2,372 79,077 0,860 HL1 0,947 HL2 0,919 HL3 0,794
Với tất cả kết quả phân tích EFA trên cho chúng ta kết luận rằng các biến quan sát đã đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần phải đo và mơ hình ban đầu được giữ nguyên để thực hiện các kiểm định tiếp theo.
2.4.3.3 Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu:
Mơ hình lý thuyết được trình bày ở chương 1 bao gồm 7 khái niệm nghiên cứu: (1) thành phần tin cậy, (2) thành phần đáp ứng, (3) thành phần bảo đảm, (4) thành phần đồng cảm, (5) thành phần phương tiện hữu hình, (6) thành phần phí, (7) thành phần sự hài lòng của người sử dụng sản phẩm dịch vụ TTQT tại BIDV. Trong đó, thành phần sự hài lòng của người sử dụng là khái niệm phụ thuộc, 6 khái niệm còn lại là những khái niệm độc lập và được giả định là các yếu tố tác động vào sự hài lòng của người sử dụng.
Mơ hình hồi quy có dạng sau:
Sự hài lòng = βo + β1 x Tin cậy + β2 x Đáp ứng + β3 x Bảo đảm + β4 x Đồng cảm + β5 x Phương tiện hữu hình + β6 x Phí + ε
(Trong đó: βo : hằng số hồi quy, βi: trọng số hồi quy, ε : sai số)
Để kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu, ta tiến hành phân tích hồi qui để xác định cụ thể trọng số của từng yếu tố tác động đến sự hài lòng của người sử dụng. Giá trị của các yếu tố được dùng để chạy hồi qui là giá trị trung bình của các biến quan sát đã được kiểm định. Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hồi qui tổng thể các biến với phần mềm SPSS 20.0
Bảng 2.15 Kết quả hồi qui của mơ hình
Mơ hình R R2 R
2
hiệu
chỉnh Sai số chuẩn dự đoán
1 0,722 0,522 0,504 0,38410
Biến dự đốn: (Hằngsố), đồng cảm, đáp ứng, phí, phương tiện hữu hình, bảo đảm, tin cậy
Bảng 2.16 Bảng phân tích phƣơng sai ANOVA
Mơ hình Tổng các bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. 1 Phần hồi quy 26,100 6 4,350 29,486 0,000 Phần dư 23,900 162 ,148 Tổng cộng 50,000 168 Bảng 2.17 Bảng tóm tắt các hệ số hồi qui
Mơ hình Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. B Sai số chuẩn Beta
(Constant) ,606 ,352 1,722 ,087 Tin cậy ,077 ,044 ,104 1,764 ,080 Đáp ứng ,064 ,055 ,066 1,155 ,250 Bảo đảm ,190 ,068 ,177 2,773 ,006 Đồng cảm ,005 ,046 ,007 ,114 ,909 Phương tiện hữu hình ,164 ,050 ,195 3,289 ,001 Phí ,357 ,037 ,597 9,615 ,000
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mơ hình có R2 = 0,522 có nghĩa là 52,2% sự thay đổi của sự hài lịng của khách hàng được giải thích bởi sự thay đổi của 6 biến độc lập là: tin cậy, đáp ứng, bảo đảm, đồng cảm, phương tiện hữu hình và phí. Cịn 47,8% cịn lại của sự hài lịng được giải thích bằng các yếu tố khác.
Bảng 2.13 cho thấy giá trị F được tính từ giá trị R2 là 29,486 với giá trị sig. rất nhỏ, chứng tỏ rằng mơ hình hồi qui xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu thu thập và có thể sử dụng được.
Từ bảng tóm tắt các hệ số hồi qui, nếu sig. <0,05 tương đương với độ tin cậy 95% thì nhân tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến sự hài lịng của khách hàng. Kết quả hồi quy cho thấy có 3 nhân tố thỏa mãn điều kiện là :bảo đảm, phương tiện hữu hình và phí.
Hệ số hồi quy được thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Các hệ số beta đều lớn hơn 0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với biến phụ thuộc. Đồng thời, biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Chúng ta có thể viết được mơ hình hồi qui cho mơ hình này như sau:
Hình 2.10 Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết
Kết luận: Sự hài lịng của khách hàng chịu tác động lớn nhất bới nhân tố phí
(β=0,597). Khách hàng sẽ có xu hướng khơng sử dụng dịch vụ TTQT nếu phí dịch vụ và lãi suất vay họ cảm thấy cao hơn các ngân hàng khác. Kế đến, phương tiện hữu hình của Ngân hàng nếu tốt cũng sẽ làm tăng sự hài lòng của khách hàng (β =0,195). Yếu tố bảo đảm cũng làm tăng sự hài lòng của khách hàng khi khách hàng sử dụng dịch vụ TTQT, tuy nhiên tác động của nhân tố này thấp nhất so với 2 nhân tố trên (β=0,177). Các yếu tố cịn lại khơng có ý nghĩa trong mơ hình hồi quy này nên khơng tác động đến sự hài lòng của khách hàng.
2.3.4 Hạn chế của khảo sát:
Tuy khảo sát này đã đóng góp tích cực trong việc xác định được các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng, giúp ngân hàng nhận biết được những điểm mạnh và điểm yếu của mình trong cách thức phục vụ khách hàng cũng như việc đưa sản phẩm dịch vụ TTQT đến với khách hàng, nhưng nó cũng có những hạn chế nhất định sau:
- Do tác giả khơng có điều kiện phỏng vấn trực tiếp khách hàng, nên các bảng câu hỏi khảo sát chủ yếu thu thập được thơng qua hình thức gửi email cho khách hàng và
Tin cậy
Đáp ứng Bảo đảm
Đồng cảm Phương tiện hữu hình
Phí Sự hài lòng của khách hàng 0,104 0,066 0,177 0,007 0,195 0,597
thơng qua các phịng TTQT tại một số chi nhánh Thành phố Hồ Chí Minh. Do đó, dữ liệu từ các bảng câu hỏi thu thập được khơng bảo đảm chính xác hồn tồn.
- Do khơng có điều kiện, tác giả chỉ gửi 200 bảng câu hỏi đến khách hàng và có 169 mẫu là hợp lệ với đề tài nghiên cứu. Dù số lượng mẫu thu thập được đủ đại diện cho đề tài khảo sát, tuy nhiên số lượng mẫu là 169 vẫn còn rất nhỏ so với số lượng khách hàng thực hiện dịch vụ TTQT tại Ngân hàng BIDV.
- Khảo sát chỉ tập trung vào những khách hàng đã sử dụng dịch vụ TTQT tại Ngân hàng BIDV ở một số chi nhánh lớn trên cả nước nên chưa thể đánh giá tổng thể về khách hàng trên khắp cả nước, cũng như những khách hàng tiềm năng chưa sử dụng dịch vụ ngân hàng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Chương này đã giới thiệu tổng quan về lịch sử hình thành, cơ cấu tổ chức và tình hình hoạt động kinh doanh của BIDV giai đoạn 2008 đến 2012. Bên cạnh đó, chương II cịn giới thiệu mơ hình trung tâm tác nghiệp tài trợ thương mại, nhiệm vụ chính của trung tâm và cách thức hoạt động, trao đổi, làm việc giữa trung tâm và các chi nhánh. Đồng thời, chương này cịn trình bày tóm tắt doanh số của hoạt động TTQT kể từ sau khi áp dụng mơ hình trung tâm tác nghiệp tính từ đầu năm 2010 đến 6 tháng đầu năm 2013.
Hơn hết, thông qua một số cơng cụ phân tích và kiểm định với sự hổ trợ của phần mềm SPSS, chương này đã xây dựng được thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng và đã xác định được mức độ ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng của từng nhân tố. Đây chính là nền tảng để hướng đến những giải pháp nhằm nâng cao sự hài lòng của khách hàng đối với hoạt động TTQT tại Ngân hàng BIDV, từ đó đẩy mạnh về số lượng và chất lượng của hoạt động TTQT, góp phần hồn thiện hoạt động giữa TFC và các chi nhánh và đưa hệ thống BIDV phát triển không ngừng, tiến tới trở thành ngân hàng hiện đại, luôn đứng đầu trong hệ thống ngân hàng Việt Nam và có uy tín cao trên thương trường quốc tế.
CHƢƠNG 3
GIẢI PHÁP NÂNG CAO SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG ĐỐI VỚI HOẠT ĐỘNG THANH TOÁN QUỐC TẾ TẠI NGÂN
HÀNG ĐẦU TƢ VÀ PHÁT TRIỂN VIỆT NAM
3.1 Định hƣớng phát triển hoạt động dịch vụ TTQT của BIDV giai đoạn 2013-2015:
Với những kết quả đã đạt được trong năm 2012 và những kết quả đã đạt được