27 1.3.3.1 Khái ni sự hài lòng ủa khách hàng
2.5. Phân tích nhân tố khám phá EFA
2.5.1. Phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng dịch vụ:
Sau khi kiểm định tƣơng quan giữa các biến quan sát và độ tin cậy của các thang đo thành phần, tác giả tiến hành phân tích nhân tố khám phá để xác định các tập biến quan sát có cùng ý nghĩa.
Phƣơng pháp dùng để xác định cấu trúc thang đo với phƣơng pháp Principle Component cùng với phép xoay Varimax đƣợc áp dụng cho nghiên cứu này để giúp phân biệt rõ hơn các nhân tố và khả năng giải thích các nhân tố do kết quả phân tích cho ra trọng số nhân tố rất cao hoặc rất thấp là 0. Một vài thông số cần lƣu ý:
Thông số KMO (Kaiser – Meyer – Olkin): là một chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Trị số của KMO lớn (nằm giữa 0.5 và 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp, cịn nếu nhƣ trị số này nhỏ hơn 0.5 thì phân tích nhân tố có khả năng khơng phù hợp với tập dữ liệu đang khảo sát (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008))
Hệ số tải nhân tố (Factor Loading): là những hệ số tƣơng quan đơn giữa các biến và các nhân tố. Hệ số này là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA (ensuring practical significance). Theo Hair và ctg (1998), factor loading > 0.3 đƣợc xem là đạt đƣợc mức tối thiểu, factor loading >0.4 đƣợc xem là quan trọng >0.5 đƣợc xem là có ý nghĩa thực tiễn. Hair và ctg (1998) cũng khuyên nhƣ sau: nếu cỡ mẫu là 50 thì factor loading phải > 0.75, nếu cỡ mẫu khoảng 100 thì factor loading phải > 0.55. Nhƣ vậy, nghiên cứu này dùng 207 mẫu, vì vậy factor loading > 0.55 là có ý nghĩa thực tiễn.
Thơng số Eigenvalue: biểu thị sự biến thiên theo các nhân tố của biến khảo sát. Theo Hair và ctg (1998), thơng số Eigenvalue >1 thì các nhân tố thành phần mới có ý nghĩa.
Thơng số phần trăm tổng phƣơng sai trích: biểu thị sự biến thiên đƣợc giải thích bởi các nhân tố, thang đo đƣợc chấp nhận khi tổng phƣơng sai trích của tất cả các nhân tố > 50%.
Kiểm định thang đo tiếp tục tiến hành phân tích nhân tố bằng phần mềm SPSS 20.0 cho kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.8: Kết quả phân tích EFA các nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng dịch vụ
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0.911
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 3556.734
Df 325
Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
Hệ số KMO của kiểm định sự phù hợp của mơ hình (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) đạt 0,911 (0,5<KMO<1) chứng tỏ các biến đƣa vào phân tích nhân tố là có ý nghĩa và mơ hình phân tích phù hợp với lý thuyết đặt ra.
Tiếp theo kiểm định tƣơng quan biến (Bartlett's Test of Sphericity) có Sig = 0 < 0,05. Điều này chứng tỏ giả thuyết Ho (các biến khơng có tƣơng quan với nhau) đã bị bác bỏ và các biến có tƣơng quan với nhau, phù hợp với phân tích nhân tố.
Tiêu chuẩn tiếp theo để xác định các biến phù hợp để đƣa vào phân tích nhân tố đó là xác định hệ số tải nhân tố của các biến. Quá trình này đƣợc tiến hành bằng cách xét cột Extraction (hệ số tải nhân tố) của bảng Communalities của các lần phân tích nhân tố, cho đến khi tất cả hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hơn 0,5. Kết quả phân tích cho thấy 26 biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát đều quan trọng và có ý nghĩa trong các nhân tố.
Xét đến tiêu chuẩn Eigenvalue, có 6 nhân tố đƣợc rút ra (6 nhân tố có Eigenvalue>1), có nghĩa là có 6 nhân tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng, 15 nhân tố có Eigenvalue<1 bị loại và 6 nhân tố trên giải thích đƣợc 70,967% biến thiên của dữ liệu. Để hỗ trợ cho việc sắp xếp các biến vào từng nhân tố một cách phù hợp và chính xác dựa vào ma trận xoay nhân tố để xác định các biến của từng nhân tố đó. Trong ma trận xoay nhân tố các nhân tố đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 nên khơng có biến bị loại và phát sinh nhóm mới là nhóm Giá cả gồm hai biến là KQ7 - Lãi suất
cho vay của ngân hàng cạnh tranh và KQ8 - Các loại phí của ngân hàng hợp lý và chấp nhận được. Cuối cùng ta có Ma trận nhân tố đã xoay nhƣ sau:
Bảng 2.9: Ma trận nhân tố đã xoay Component 1 2 3 4 5 6 NL1 .748 NL2 .723 NL3 .728 NL4 .678 NL5 .591 QT1 .806 QT2 .741 QT3 .828 QT4 .646 KQ1 .666 KQ2 .702 KQ3 .660 KQ4 .729 KQ5 .801 KQ6 .735 KQ7 .817 KQ8 .795 QL1 .638 QL2 .711 QL3 .711 QL4 .688 QL5 .644
QL6 .725
HA_TNXH1 .843
HA_TNXH2 .831
HA_TNXH3 .805
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
2.5.2. Phân tích nhân tố Sự hài lịng của khách hàng:
Bảng 2.10: Kết quả phân tích EFA sự hài lòng của khách hàng
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0.714
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 420.097
Df 3
Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
Hệ số KMO của kiểm định sự phù hợp của mơ hình (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) đạt 0,714 (0,5<KMO<1) chứng tỏ các biến đƣa vào phân tích nhân tố là có ý nghĩa và mơ hình phân tích phù hợp với lý thuyết đặt ra.
Kiểm định tƣơng quan biến (Bartlett's Test of Sphericity) có Sig = 0 < 0,05. Điều này chứng tỏ giả thuyết Ho (các biến khơng có tƣơng quan với nhau) đã bị bác bỏ và các biến có tƣơng quan với nhau, phù hợp với phân tích nhân tố.
Hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hơn 0,5 nên khơng có biến nào bị loại
Component 1
STC2 .941 STC3 .929 STC4 .866
Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) Pearson Correlation Sig. (2-tailed) NL QT KQ QL GIA HA_TN XH SHL
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). 2.6. Kiểm định mơ hình nghiên cứu:
2.6.1. Kiểm định hệ số tƣơng quan:
Trong thống kê, ngƣời ta sử dụng hệ số tƣơng quan Pearson dùng để lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lƣợng. Nếu giữa 2 biến có sự tƣơng quan chặt thì phải lƣu ý vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy. Trong phân tích tƣơng quan Pearson, khơng có sự phân biệt giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc mà tất cả đều đƣợc xem xét nhƣ nhau.
Xem xét ma trận tƣơng quan giữa các biến độc lập trong bảng 2.11, ta thấy:
Bảng 2.11: Ma trận hệ số tƣơng quan Pearson
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
- Nguồn lực (NL) có tƣơng quan tuyến tính với các nhân tố QT, KQ, QL, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL với các mức độ tƣơng quan tƣơng ứng là: 0.424; 0.551; 0.591; 0.438; 0.538; 0.605.
- Kết quả (KQ) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, QT, QL, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL với các mức tƣơng quan là 0.551; 0.314; 0.674; 0.519; 0.618; 0.666.
- Q trình (QT) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, KQ, QL, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL với các mức tƣơng quan là 0.424; 0.314; 0.343; 0.229; 0.358; 0.362.
- Quản lý (QL) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, QT, KQ, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL với các mức tƣơng quan là 0.591; 0.343; 0.674; 0.556; 0.527; 0.640.
- Giá dịch vụ (GIA) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, QT, KQ, QL, HA_TNXH, GIA, SHL với các mức tƣơng quan là 0.438; 0.229; 0.519; 0.556; 0.425; 0.512.
- Hình ảnh và trách nhiệm xã hội (HA&TNXH) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, QT, KQ, QL, GIA, GIA, SHL với các mức tƣơng quan là 0.538; 0.358; 0.618; 0.527; 0.425;
0.782.
- Sự hài lịng (SHL) có quan hệ tƣơng đối chặt NL, QT, KQ, QL, GIA, HA_TNXH, GIA với các mức tƣơng quan là 0.605; 0.362; 0.666; 0.640; 0.512; 0.782.
Do đó, các nhân tố NL, QT, KQ, QL, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL có tƣơng quan chặt với nhau.
2.6.2. Phân tích hồi quy:
Hồi quy đa biến là một phƣơng pháp phân tích dùng kỹ thuật thống kê đƣợc sử dụng để phân tích mối quan hệ của nhiều biến độc lập với một biến phụ thuộc. Khi sử dụng hồi quy đa biến, các tham số thống kê cần đƣợc quan tâm là:
Hệ số R² hiệu chỉnh (Adjusted coefficient of determination): đo lƣờng phần phƣơng sai của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến độc lập có tính đến số lƣợng biến phụ thuộc và cỡ mẫu. Hệ số này càng cao, độ chính xác của mơ hình càng lớn và khả năng dự báo của biến độc lập càng lớn.
Hệ số β (Standardized Beta Coefficent): hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh một các trực tiếp về mức độ ảnh hƣởng của biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Kiểm định mức ý nghĩa của hệ số β: sử dụng trị thống kê t để kiểm định mức ý nghĩa của hệ số β. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định nhỏ hơn 0.05, ta có thể kết luận hệ số β có ý nghĩa về mặt thống kê.
Trong phần kiểm định hệ số tƣơng quan cho thấy các nhân tố NL, QT, KQ, QL, GIA, HA_TNXH, GIA, SHL có tƣơng quan chặt với nhau có thể xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tƣợng cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, và rất khó tách rời ảnh hƣởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tƣơng quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hƣớng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số xác định R square vẫn khá cao.
Để kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mơ hình, chúng ta dùng phƣơng pháp nhân tử phóng đại phƣơng sai (VIF), (Gujarati, 1995). Theo Gujarati (1995) mơ hình khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến khi hệ số nhân tử phóng đại (VIF) của các biến giải thích đều nhỏ hơn 10. Kết quả tính tốn, hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai (VIF) của các biến giải thích trong mơ hình đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là 2.328), nghĩa là mơ hình khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến, độ tin cậy của mơ hình cao và các biến này đƣợc đƣa vào mơ hình hồi quy.
Mơ hình hồi quy nghiên cứu nhƣ sau:
SHL = β0 + β1 NL + β2KQ + β3QT + β4QL + β5HA_TNXH + β6GIA + ei Trong đó:
βi: Hệ số hồi quy.
NL, KQ, QT, QL, HA_TNXH, GIA: là các biến độc lập. Kết quả hồi quy nhƣ sau:
Bảng 2.12: Kết quả hồi quy lần 1
Tên biến Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa (p) Nhân tử phóng đại
phƣơng sai (VIF)
NL .124 .019 1.875 KQ .123 .035 2.328 QT .012 .786 1.264 QL .164 .005 2.293 HA_TNXH .082 .087 1.559 GIA .513 .000 1.838 Hệ số xác định R2 = 0,709
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
Căn cứ vào các kết quả kiểm định các giả thuyết, ta thấy:
Hệ số xác định R2 = 0,709 (Adjusted R Square) có nghĩa là 70,9% sự biến thiên của SHL có thể giải thích từ mối quan hệ tuyến tính của NL,KQ,QT,QL,HA_TNXH,GIA.
Mơ hình hồi quy hồn chỉnh là:
SHL=0.124*NL+0.123*KQ+ 0.012*QT+0.164*QL+0.082*HA_TNXH+0.513*GIA
Giá trị Sig của biến QT, HA_TNXH đều lớn hơn 0,05 nên 2 biến này khơng có ý nghĩa giải thích cho biến SHL (với độ tin cậy 95%) nên loại biến này ra khỏi phƣơng trình hồi quy. Các biến cịn lại có Sig nhỏ hơn 0,05 có ý nghĩa giải thích cho biến SHL. Chạy lại mơ hình hồi quy đƣợc kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.13: Kết quả hồi quy lần 2
Tên biến Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa (p) Nhân tử phóng đại
phƣơng sai (VIF)
NL .252 .000 1.664
KQ .327 .000 2.046
QL .205 .004 2.269
GIA .118 .044 1.550
Hệ số xác định R2 = 0,562
(Nguồn: Kết quả từ xử lý dữ liệu từ SPSS)
Căn cứ vào các kết quả kiểm định các giả thuyết, ta thấy:
Hệ số xác định R2 = 0,562 (Adjusted R Square) có nghĩa là 56,2% sự biến thiên của SHL có thể giải thích từ mối quan hệ tuyến tính của NL, KQ, QL, GIA.
- Giá trị Sig của biến nhỏ hơn 0,05 nên các biến NL, KQ, QL, GIA đều có ý nghĩa giải thích cho biến SHL.
Mơ hình hồi quy chạy lại lần 2 là:
SHL=0.252*NL+0.327*KQ+0.205*QL+0.118*GIA
Ý nghĩa c ủa mô hình:
- Dựa vào hệ số β của các biến độc lập cho ta thấy các biến NL, KQ, QL, GIA có quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc SHL.
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi , khi NL – Nguồn lực lên 1 đơn vị thì SHL – Sự hài lịng tăng lên 0.252 đơn vị.
- Khi KQ – Kết quả tăng lên 1 đơn vị thì SHL – Sự hài lịng tăng lên 0.327 đơn vị khi các yếu khác trong mơ hình khơng đổi.
- Khi QL - Quản lý tăng lên 1 đơn vị thì SHL – Sự hài lịng tăng lên 0,205 đơn vị khi các yếu khác trong mơ hình khơng đổi.
- Cuối cùng là khi GIA – Giá cả tăng lên 1 đơn vị thì SHL – Sự hài lòng tăng lên 0,118 đơn vị khi các yếu khác trong mơ hình khơng đổi.
Các yếu tố Kết quả và Quản lý tác động khá nhiều đến sự hài lòng của khách hàng. Điều này cho thấy các yếu tố thuộc về con ngƣời – hạt nhân của tất cả các dịch vụ ảnh hƣởng rất nhiều đến sự hài lịng của khách hàng. Bên cạnh đó, các yếu tố thuộc về nguồn lực cũng tác động khá nhiều đến sự hài lòng của khách hàng điều này cho thấy khách hàng cũng rất quan tâm đến cơ sở vật chất và tiềm lực tài chính của ngân hàng.
2.7. Kết quả nghiên cứu:
2.7.1. Theo thống kê mơ tả:
Nhìn chung khách hàng DNNVV có mức hài lịng trung bình với với chất lƣợng dịch vụ cho vay của Ngân hàng Á Châu khu vực TP.HCM thể hiện qua điểm trung bình của thang đo Sự hài lịng (SHL) trên 3.60.
Khách hàng hài lòng cao với các nhân tố trong thang đo Kết quả (KQ) với giá trị trung bình cao nhất là 4.90 khi khách hàng cảm nhận Ngân hàng luôn cung cấp dịch
vụ một cách nhất quán . Điều này cho thấy khách hàng rất quan tâm đến tính thống nhất từ lúc làm việc ban đầu cho đến trong q trình sử dụng vốn vay. Có thể lý giải lý do là có một vài ngân hàng vào thời điểm cuối năm thƣờng không thực hiện giải ngân tiếp tục cho khách hàng do mất cân đối thanh khoản nên làm kế hoạch tài chính của khách hàng thay đổi gây khó khăn cho cơng việc kinh doanh. Nhƣng Ngân hàng Á Châu luôn đảm bảo việc duy trì nguồn vốn cho khách hàng trong cả thời điểm cuối năm.
Mơ hình ROPMIS là chú trọng vào yếu tố con ngƣời và thang đo Quá trình (QT) và Quản lý (QL) cũng đƣợc khách hàng đánh giá cao.
Ngồi ra, khách hàng cũng khá hài lịng với các thang đo còn lại nhƣ Nguồn lực (NL), Quá trình (QT), Quản lý (QL), Hình ảnh & trách nhiệm xã hội
2.7.2. Kiểm định giả thuyết:
- Trong q trình phân tích nhân tố EFA 26 biến quan sát đƣa vào khơng có biến nào bị loại và đƣợc nhóm thành 6 biến trong đó phát sinh một biến mới là biến Giá dịch vụ (GIA) đƣợc tách ra từ hai biến quan sát KQ7- Lãi suất cho vay của ngân hàng cạnh tranh và KQ8- Các loại phí của ngân hàng hợp lý và chấp nhận được của nhân tố ban
đầu là Kết quả (KQ).
- Kiểm định tƣơng quan thì cả 6 nhân tố này đều phù hợp để đƣa vào phân tích hồi quy.
- Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố ảnh hƣởng lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng DNNVV là Kết quả (KQ) kế đến lần lƣợt là Nguồn lực (NL), Quản lý (QL), Giá dịch vụ (GIA). Điều này phù hợp với thống kê mô tả là nhân tố Kết quả ảnh
hƣởng lớn nhất đến sự hài lịng của khách hàng DNNVV. Kết quả phân tích cho thấy: + Các yếu tố thuộc về Kết quả ảnh hƣởng đến mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng DNNVV. Điều này cho thấy khách hàng DNNVV ln cảm thấy an tồn và hài lòng về chất lƣợng cũng nhƣ tốc độ thực hiện nghiệp vụ cho vay của nhân tiên tín dụng tại các Chi nhánh/PGD tại Tp.HCM. Hầu hết những ngƣời đi vay đều muốn lựa chọn dịch vụ cho vay mà hồ sơ đơn giản nhất, thời gian thẩm định ngắn nhất, số tiền cho vay đúng nhu cầu. Với sự cải tiến không ngừng trong dịch vụ cho vay khách hàng DNNVV của Ngân hàng TMCP Á Châu đã làm khách hàng DNNVV thực sự hài lịng.
+ Bên cạnh đó các yếu tố thuộc về Nguồn lực ngân hàng cũng đóng góp vào sự hài