CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi kiểm tra độ tin cậy của các thang đo, phân tích nhân tố khám phá đƣợc tiến hành. Phƣơng pháp rút trích đƣợc chọn để phân tích nhân tố là phƣơng pháp thành phần chính (principal components) với phép quay Varimax.
4.3.1. Thang đo chất lƣợng dịch vụ theo mơ hình SERVQUAL
Thang đo chất lƣợng dịch vụ tín dụng cá nhân theo mơ hình SERVQUAL gồm 5 thành phần chính và đƣợc đo bằng 21 biến quan sát. Ngồi ra, cịn thêm 1 thành phần ảnh hƣởng đến chất lƣợng dịch vụ tín dụng cá nhân đƣợc đo bằng 3 biến quan sát. Sau khi kiểm tra mức độ tin cậy bằng Cronbach alpha, 24 biến quan sát đều đảm bảo độ tin cậy. Phân tích nhân tố khám phá EFA đƣợc sử dụng để đánh giá lại mức độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần.
Kiểm định KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO khá cao (bằng 0.934 > 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 và với phƣơng pháp rút trích thành phần chính và phép quay varimax, phân tích nhân tố đã trích đƣợc 3 nhân tố từ 21 biến quan sát và với phƣơng sai trích là 65.03% (lớn hơn 50%) đạt yêu cầu.
Dựa trên phân tích của bảng ma trận thành phần đã đƣợc quay (phụ lục 5.1), biến PV1 (cách cƣ xử của nhân viên ngân hàng tạo niềm tin cho anh/chị) do có hệ số tải nhân tố giữa các nhân tố gần bằng nhau (hệ số tải nhân tố 1 là 0.555 và hệ số tải nhân tố 2 là 0.583) nên biến này bị loại. Hiện nay, nhân viên ngân hàng đƣợc đào tạo
về kỹ năng giao tiếp rất nhiều, rất bài bản nên cách cƣ xử của nhân viên ngân hàng rất đúng mực và luôn tạo niềm tin cho khách hàng. Khi đến giao dịch tại ngân hàng, khách hàng ln ln có suy nghĩ là tin tƣởng vào nhân viên đang thực hiện giao dịch cho mình nên biến PV1 khơng ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn của khách hàng, việc loại biến này là hợp lý trong thực tiễn.
Sau khi loại biến PV1, kết quả EFA cũng trích đƣợc 3 nhân tố từ 20 biến quan sát còn lại với phƣơng sai trích là 65.174% (> 50%), hệ số KMO = 0.929 với mức ý nghĩa = 0 (sig = 0.000). Dựa vào phân tích của bảng ma trận thành phần đã đƣợc quay, biến PV4 (Nhân viên ngân hàng bao giờ cũng trả lời thỏa đáng các câu hỏi của anh/chị) bị loại do chênh lệch hệ số tải nhân tố < 0.3 (hệ số tải nhân tố 1 là 0.544 và hệ số tải nhân tố 2 là 0.524). Không những đƣợc đào tạo về kỹ năng giao tiếp mà nhân viên ngân hàng còn đƣợc đào tạo về kiến thức chuyên môn. Sau khi đƣợc tuyển dụng vào các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam, nhân viên mới phải tham gia lớp đào tạo tân tuyển (bao gồm các lớp hội nhập và kiến thức chuyên môn, kiến thức sản phẩm) với thời gian 1 tháng mới đƣợc chính thức vào làm việc tại ngân hàng. Trong quá trình làm việc, nhân viên ngân hàng thƣờng xuyên phải tham gia các lớp đào tạo chuyên sâu cũng nhƣ cập nhật các kiến thức sản phẩm mới. Do đó, kiến thức chun mơn của nhân viên ngân hàng hiện nay đủ để trả lời thỏa đáng các câu hỏi của khách hàng đặt ra nên biến PV4 không ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn của khách hàng, việc loại biến này là đúng với thực tiễn.
Sau khi loại biến PV4, kết quả EFA cũng trích đƣợc 3 nhân tố từ 19 biến quan sát cịn lại với phƣơng sai trích là 65.546% (> 50%), hệ số KMO = 0.925 với mức ý nghĩa = 0 (sig = 0.000). Dựa vào phân tích của bảng ma trận thành phần đã đƣợc quay, biến DA1 (nhân viên ngân hàng phục vụ anh/chị một cách tận tình) bị loại do chênh lệch hệ số tải nhân tố < 0.3 (hệ số tải nhân tố 1 là 0.543 và hệ số tải nhân tố 2 là 0.565). Khi đến giao dịch tại ngân hàng, khách hàng không thể chấp nhận bất cứ trƣờng hợp
cũng nhƣ lý do gì để nhân viên ngân hàng phục vụ mình một cách khơng tận tình, chu đáo. Những nhân viên có thái độ khơng tôn trọng khách hàng hay có những cử chỉ khơng phục vụ tận tình khách hàng sẽ đƣợc khách hàng phản ánh trực tiếp đến đƣờng dây nóng đƣợc cơng bố cơng khai tại mỗi điểm giao dịch hoặc bị đội khách hàng bí mật (chƣơng trình nâng cao chất lƣợng dịch vụ ngân hàng) phản ánh trên toàn hệ thống bằng cách ghi âm. Những nhân viên có thái độ nhƣ thế sẽ bị trừ điểm chất lƣợng dịch vụ hoặc chuyển sang làm bộ phận khác không trực tiếp giao dịch với khách hàng. Nhƣ vậy, biến DA1 không ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn của khách hàng nên việc loại biến này đúng với thực tiễn.
Sau khi loại biến DA1, kết quả EFA cũng trích đƣợc 3 nhân tố từ 18 biến quan sát cịn lại với phƣơng sai trích là 65.932% (> 50%), hệ số KMO = 0.920 với mức ý nghĩa = 0 (sig = 0.000). Dựa vào phân tích của bảng ma trận thành phần đã đƣợc quay, biến PV2 (anh/chị cảm thấy an toàn khi sử dụng dịch vụ tín dụng cá nhân của ngân hàng) bị loại do chênh lệch hệ số tải nhân tố < 0.3 (hệ số tải nhân tố 1 là 0.509 và hệ số tải nhân tố 2 là 0.507). Trong quá trình giao dịch với ngân hàng, nếu khách hàng cảm thấy không an tồn trong q trình giao dịch thì lập tức ngừng giao dịch và chuyển sang ngân hàng khác để giao dịch. Do đó, tâm lý an tồn khi thực hiện giao dịch tín dụng cá nhân tại một ngân hàng là yếu tố đƣơng nhiên phải có nên nó khơng ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn của khách hàng, việc loại biến này là đúng với thực tiễn.
Nhƣ vậy, tổng cộng có 3 nhân tố đƣợc rút trích bao gồm 17 biến (bảng 4.3):
- Nhân tố thứ nhất bao gồm 7 biến: ngân hàng thể hiện sự chú ý đặc biệt đến những quan tâm của anh/chị; ngân hàng có những nhân viên thể hiện sự quan tâm đến cá nhân anh/chị; nhân viên ngân hàng hiểu đƣợc những nhu cầu đặc biệt của anh/chị; ngân hàng thể hiện sự quan tâm đến cá nhân anh/chị; nhân viên ngân hàng luôn phục vụ anh /chị chu đáo lúc điểm giao dịch đông khách; nhân
viên ngân hàng luôn giúp đỡ anh/chị; nhân viên ngân hàng bao giờ cũng tỏ ra lịch sự, nhã nhặn với anh/chị. Nhân tố này đƣợc đặt tên là sự đồng cảm.
Bảng 4.3: Ma trận thành phần đã đƣợc quay bằng phép quay Varimax
Thành phần 1 2 3 DC2 .860 DC3 .845 DC4 .816 DC1 .787 DA3 .664 DA2 .625 PV3 .598 HH2 .839 HH1 .825 HH3 .782 HH4 .723 HH5 .597 TC3 .754 TC4 .753 TC2 .684 TC1 .667 TC5 .613
- Nhân tố thứ hai bao gồm 5 biến: cơ sở vật chất của ngân hàng trông hấp dẫn; ngân hàng có trang thiết bị hiện đại; nhân viên của ngân hàng có trang phục gọn gàng, lịch sự; các phƣơng tiện vật chất trong hoạt động dịch vụ rất hấp dẫn tại ngân hàng; ngân hàng bố trí thời gian làm việc thuận tiện cho việc giao dịch tín dụng cá nhân. Nhân tố này đƣợc đặt tên là phƣơng tiện hữu hình.
nhân đúng vào thời điểm mà ngân hàng hứa; Ngân hàng luôn giải quyết thỏa đáng các thắc mắc hay khiếu nại của anh/chị; ngân hàng luôn thực hiện các dịch vụ tín dụng cá nhân đúng nhƣ những gì đã hứa; ngân hàng ln thông báo cho anh/chị khi nào dịch vụ tín dụng cá nhân đƣợc thực hiện. Nhân tố này đƣợc đặt tên là sự tin cậy
Nhƣ vậy, các kết quả thu đƣợc từ độ tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA ở trên cho thấy thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Tổng hợp các thang đo của 3 nhân tố tác động đến sự thỏa mãn của khách hàng trong mơ hình nghiên cứu đƣợc miêu tả trong bảng 4.4:
Bảng 4.4. Tổng hợp các thang đo của 3 nhân tố tác động đến sự thỏa mãn của khách hàng trong mơ hình nghiên cứu
STT Mã
hóa Diễn giải
Sự đồng cảm (DC)
1 DC2 Ngân hàng thể hiện sự chú ý đặc biệt đến những quan tâm của anh/chị 2 DC3 Ngân hàng có những nhân viên thể hiện sự quan tâm đến cá nhân
anh/chị
3 DC4 Nhân viên ngân hàng hiểu đƣợc những nhu cầu đặc biệt của anh/chị 4 DC1 Ngân hàng thể hiện sự quan tâm đến cá nhân anh/chị
5 DA3 Nhân viên của ngân hàng luôn phục vụ anh/chị chu đáo lúc điểm giao dịch đông khách
6 DA2 Nhân viên của ngân hàng luôn sẵn sàng giúp đỡ anh/chị
STT Mã
hóa Diễn giải
Phƣơng tiện hữu hình (HH)
8 HH2 Cơ sở vật chất của ngân hàng trông hấp dẫn 9 HH1 Ngân hàng có trang thiết bị hiện đại
10 HH3 Nhân viên của ngân hàng có trang phục gọn gàng, lịch sự
11 HH4 Các phƣơng tiện vật chất trong hoạt động dịch vụ rất hấp dẫn tại ngân hàng (trang web của ngân hàng và các thiết bị dễ dàng tiếp cận khi thực hiện giao dịch tín dụng cá nhân)
12 HH5 Ngân hàng bố trí thời gian làm việc thuận tiện cho việc giao dịch tín dụng cá nhân
Sự tin cậy (TC)
13 TC3 Ngân hàng thực hiện dịch vụ tín dụng cá nhân (thủ tục giấy tờ, quy trình,…) khơng có sai sót ngay từ lần đầu tiên
14 TC4 Ngân hàng cung cấp dịch vụ tín dụng cá nhân đúng vào thời điểm mà ngân hàng hứa
15 TC2 Ngân hàng luôn giải quyết thỏa đáng các thắc mắc hay khiếu nại của anh/chị
16 TC1 Ngân hàng luôn thực hiện các dịch vụ tín dụng cá nhân (Vay tiêu dùng, vay sửa nhà, mở thẻ tín dụng,…) đúng nhƣ những gì đã hứa 17 TC5 Ngân hàng luôn thông báo cho anh/chị khi nào dịch vụ tín dụng cá
nhân đƣợc thực hiện
4.3.2. Thang đo sự thỏa mãn
Thang đo sự thỏa mãn gồm 3 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy khi kiểm tra bằng Cronbach’s Alpha. Phân tích nhân tố khám phá EFA đƣợc sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát.
Kiểm định KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO 0.748 ( > 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp.
Bảng 4.5: Kết quả phân tích nhân tố khám phá thang đo sự thỏa mãn khách hàng
Biến quan sát Thành phần 1 HL1 .920 HL2 .919 HL3 .897 Eigenvalues 2.496 Phƣơng sai rút trích (%) 83.209 Cronbach alpha .898
Với phƣơng pháp rút trích nhân tố các thành phần gốc và phép quay Varimax đã trích đƣợc 1 nhân tố duy nhất với hệ số tải nhân tố của các biến khá cao (đều lớn hơn 0.8).
4.4. Kiểm định mơ hình bằng phân tích hồi quy tuyến tính 4.4.1. Xem xét ma trận tƣơng quan giữa các biến
Trƣớc khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tƣơng quan tuyến tính giữa các biến cần phải đƣợc xem xét.
Ma trận này cho thấy mối tƣơng quan giữa biến sự thỏa mãn – HL (biến phụ thuộc) với từng biến độc lập, cũng nhƣ tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tƣơng quan giữa biến sự thỏa mãn với các biến khác đều lớn hơn 0.3. Nhìn sơ bộ, ta có thể kết luận các biến độc lập (biến đồng cảm, biến hữu hình, biến tin cậy) có thể đƣa vào mơ hình để giải thích cho biến sự thỏa mãn. Ngoài ra, hệ số tƣơng quan giữa các biến đồng cảm, biến hữu hình, biến tin cậy đều lớn hơn 0.3 nên mối quan hệ giữa các biến này cần phải xem xét kỹ trong phần phân tích hồi quy tuyến tính bội dƣới đây nhằm tránh hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Bảng 4.6: Mối tƣơng quan tuyến tính giữa các biến DC HH TC HL DC HH TC HL DC Tƣơng quan Pearson 1 .560 ** .617** .611** Sig. (1-đuôi) .000 .000 .000 N 240 240 240 240 HH Tƣơng quan Pearson .560 ** 1 .615** .603** Sig. (1-đuôi) .000 .000 .000 N 240 240 240 240 TC Tƣơng quan Pearson .617 ** .615** 1 .626** Sig. (1-đuôi) .000 .000 .000 N 240 240 240 240 HL Tƣơng quan Pearson .611 ** .603** .626** 1 Sig. (1-đuôi) .000 .000 .000 N 240 240 240 240
**. Mối tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (1-đi).
4.4.2. Phân tích hồi quy bội
Bảng 4.8 cho thấy, trị thống kê F đƣợc tính từ R square của mơ hình với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0) cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.508 nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 50.8%. Nói cách khác, khoảng 50.8% khác biệt của mức độ thỏa mãn quan sát có thể đƣợc giải thích bởi sự khác biệt của 3 thành phần: sự đồng cảm, phƣơng tiện hữu hình và sự tin cậy.
Bảng 4.7: Tóm tắt mơ hình hồi quy tuyến tính bội Tóm tắt mơ hìnhb Tóm tắt mơ hìnhb Mơ hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Lỗi ƣớc tính Durbin- Watson 1 .717a .514 .508 .70463 1.639 a. Dự đoán: (Hằng số), TC, HH, DC b. Biến phụ thuộc: HL
Bảng 4.8: Anova của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
ANOVAb Mơ hình Bình phƣơng tổng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 124.103 3 41.368 83.319 .000a Số dƣ 117.174 236 .496 Tổng cộng 241.277 239 a. Dự đoán: (Hằng số), TC, HH, DC b. Biến phụ thuộc: HL
Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhƣ đã đƣợc trình bày và các giả thuyết nghiên cứu cần phải đƣợc kiểm định bằng phƣơng pháp phân tích hồi quy. Phƣơng pháp phân tích hồi quy là phƣơng pháp đƣa vào lần lƣợt, đây là phƣơng pháp mặc định trong chƣơng trình.
Trị số thống kê F đạt giá trị 83.319 đƣợc tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig = 0.000; kiểm tra hiện tƣợng tƣơng quan bằng hệ số Durbin – Watson (1 < 1.639 < 3). Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội đƣa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu. Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance inflation factor – VIF) rất khỏ (VIF < 2.5) cho thấy các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt
chẽ với nhau nên khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng đáng kể đến kết quả giải thích của mơ hình hồi quy.
Bảng 4.9: Hệ số của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Mơ hình
Hệ số chƣa chuẩn hóa
Hệ số đã
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê cộng tuyến
B Sai lỗi Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) .288 .327 .882 .379
DC .317 .067 .284 4.721 .000 .567 1.764 HH .311 .070 .268 4.450 .000 .569 1.757 TC .317 .070 .286 4.518 .000 .513 1.950 a. Biến phụ thuộc: HL
Các hệ số hồi quy mang dấu dƣơng thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên ảnh hƣởng tỉ lệ thuận đến sự thỏa mãn của khách hàng. Tất cả 3 thành phần trên đều có ảnh hƣởng đáng kể đến sự thỏa mãn của khách hàng (với mức ý nghĩa sig < 0.05).
Thành phần sự tin cậy (TC) có mức tác động lớn nhất đến sự thỏa mãn của khách hàng (Beta chuẩn hóa là 0.286), kế đến là thành phần đồng cảm (Beta chuẩn hóa là 0.284), thành phần phƣơng tiện hữu hình ít có ảnh hƣởng nhất đến sự thỏa mãn của khách hàng (Beta chuẩn hóa là 0.268). Do đó, muốn nâng cao sự thỏa mãn của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ tín dụng cá nhân thì thành phần đáng lƣu tâm nhất là thành phần sự tin cậy. Ngoài ra, thành phần đồng cảm và thành phần hữu hình cũng đáng đƣợc lƣu tâm để nâng cao sự thỏa mãn của khách hàng vì mức độ sai biệt Beta của 3 thành phần là không lớn.
4.4.3. Kết quả đo lƣờng chất lƣợng dịch vụ tín dụng cá nhân của các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam thƣơng mại Việt Nam
Với mức quy ƣớc trong bảng 4.10, chúng ta thấy rằng các nhóm nhân tố đo lƣờng chất lƣợng dịch vụ tín dụng cá nhân của các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam đƣợc đánh giá ở mức cao, trong đó nhóm nhân tố “phƣơng tiện hữu hình” đƣợc đánh giá ở mức cao nhất với giá trị trung bình bằng 5.5758, tiếp đến là nhân tố “sự tin cậy” với giá trị trung bình là 5.3425, cuối cùng là nhân tố “sự đồng cảm” với giá trị trung