2.4.1 .Kết quả khảo sát về khách hàng
2.4.2. Kết quả kiểm định thang đo
2.4.2.1. Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha
Hệ số Cronbach’s alpha là một phép kiểm định thống kê về mức độ chặt chẽ và tương quan giữa các biến quan sát trong thang đo. Điều này liên quan đến hai khía cạnh là tương quan giữa bản thân các biến và tương quan của các điểm số của từng biến với điểm số toàn bộ các biến của mỗi người trả lời. Phương pháp này cho phép người phân tích loại bỏ những biến khơng phù hợp và hạn chế các biến rác trong mơ hình nghiên cứu. Theo đó, những biến có hệ số tương quan biến tổng phù hợp (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0.3 và có hệ số Alpha lớn hơn 0.6 mới được xem là chấp nhận được và thích hợp đưa vào phân tích những bước tiếp theo (Nunnally, 1978, Peterson, 1994, Slater, 1995). Thơng thường, thang đo có Cronbach’s alpha từ 0,7 đến 0,8 là sử dụng được. Cũng theo nhiều nhà nghiên cứu, nếu Cronbach’s alpha đạt từ 0,8 trở lên đến gần 1 thì thang đo lường là tốt và mức độ tương quan sẽ càng cao hơn. Kết quả phân tích Cronbach’s alpha các thành phần của thang đo chất lượng dịch vụ các cơng ty chứng khốn được trình bày ở bảng 2.9 với một số đặc điểm đáng lưu ý như sau:
Về thành phần tin cậy: gồm 6 biến quan sát là REL1, REL2, REL3, REL4, REL5
và REL6. Trong 6 biến này thì chỉ có REL1, REL3 , REL4, REL6 thỏa mãn điều kiện là hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 cịn biến REL2 và REL5 do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên không đạt được yêu cầu . Sau khi loại đi biến quan sát REL5 ta thu được hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.950 (lớn hơn 0.6) nên thang đo thành phần tin cậy đạt yêu cầu và thích hợp cho việc phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần độ phản hồi : gồm 4 biến quan sát là RES1, RES2, RES3, RES4.
Trong 4 biến này thì chỉ có RES1, RES3, RES4 thỏa mãn điều kiện là hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 cịn biến RES2 do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên không đạt được yêu cầu . Sau khi loại đi biến quan sát RES2 ta thu được hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.898 (lớn hơn 0.6) nên thang đo thành phần tin cậy đạt yêu cầu và thích hợp cho việc phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần sư đảm bảo : gồm 7 biến quan sát ASS1, ASS2 , ASS3. ASS4,
ASS5, ASS6 và ASS7. Trong 7 biến này thì chỉ có ASS1, ASS2, ASS3, ASS4, ASS5 thỏa mãn điều kiện là hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 còn biến ASS6 và ASS7 do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên không đạt được yêu cầu . Sau khi loại đi biến quan sát ASS6 và ASS7 ta thu được hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.849 (lớn hơn 0.6) nên thang đo thành phần tin cậy đạt yêu cầu và thích hợp cho việc phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần cảm thông: gồm 4 biến quan sát EMP1, EMP2 , EMP3 , EMP4 . Cả 4 biến này đều thỏa mãn điều kiện là hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Không loại bỏ biến nào.
Về thành phần phương tiện hữu hình: gồm 7 biến quan sát TAN1, TAN2, TAN3,
TAN4, TAN5, TAN6, TAN7. Trong 7 biến này thì chỉ có 5 biến TAN1, TAN2 , TAN3, TAN5, TAN 7 có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên đạt được yêu cầu , cịn các biến TAN4 , TAN7 do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên không đạt được yêu cầu . Sau khi loại đi 2 biến quan sát TAN4, TAN6 ta thu được hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.878 (lớn hơn 0.6) nên thang đo thành phần phương tiện hữu hình đạt u cầu và thích hợp cho việc phân tích nhân tố tiếp theo.
Như vậy, có 22 biến quan sát của thang đo chất lượng dịch vụ là đạt yêu cầu và sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo. Hệ số Cronbach’s alpha của các thành phần chất lượng dịch vụ đều lớn hơn 0.6 cho thấy đây là một thang đo lường tốt.
Bảng 2.9. Kết quả kiểm định sự tin cậy thang đo các nhân tố trong mơ hình Nhân tố/biến phụ
thuộc
Hệ số Cronbach
Alpha Số biến quan sát Ghi chú
Độ tin cậy
0,950 6 Loại REL2 và
REL5
Hiệu quả phục vụ 0,898 4 Loại RES2
Năng lực phục vụ
0,849 7 Loại ASS6 và
ASS7
Sự đồng cảm 0,707 4
Phương tiện hữu hình
0,878 7 Loại TAN4 và
TAN6
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 2.4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá
Phân tích nhân tố là một kỹ thuật phân tích nhằm thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu rất có ích cho việc xác định các tập hợp biến cần thiết cho vấn đề nghiên cứu. Quan hệ giữa các nhóm biến có liên hệ qua lại lẫn nhau được xem xét dưới dạng một số các nhân tố cơ bản. Mỗi một biến quan sát sẽ được tính một tỷ số, được gọi là Hệ số tải nhân tố (factor loading). Hệ số này cho người nghiên cứu biết mỗi biến đo lường sẽ “thuộc về” những nhân tố nào. Trong phân tích nhân tố, yêu cầu cần thiết là hệ số KMO (Kaiser-Meyer –Olkin) phải có giá trị lớn (0,5 <KMO<1) thể hiện phân tích nhân tố là thích hợp, cịn nếu hệ số KMO <0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng khơng thích hợp với các dữ liệu. Ngoài ra, hệ số tải nhân tố của từng biến quan sát phải có giá trị lớn hơn 0,5 (Hair, 1998), và tổng phương sai dùng để giải thích bởi từng nhân tố lớn hơn 50% mới thỏa yêu cầu của phân tích nhân tố (Gerbing & Anderson, 1988). Để tiến hành phân tích nhân tố, nhóm đã sử dụng phương pháp rút trích các thành phần chính (Principal Components) với phép xoay Varimax và phương pháp tính nhân tố là phương pháp Regression. Sau khi đạt yêu cầu về kiểm tra độ tin cậy, 21 biến quan sát
sẽ được đưa vào phân tích nhân tố. Kết quả phân tích nhân tố tốt nhất được trình bày theo bảng sau:
Bảng 2.10. Phân tích nhân tố khám phá KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,730 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1627,993 Df 190 Sig. ,000 Ma trận phân tích nhân tố Component 1 2 3 4 5 REL1 ,966 REL 4 ,963 REL 6 ,906 REL 3 ,877 TAN1 ,906 TAN 3 ,821 TAN 5 ,797 TAN 7 ,782 TAN 2 ,781 ASS2 ,869 ASS 1 ,852 ASS 5 ,796 ASS 3 ,692 ASS 6 ,690 RES1 ,963 RES3 ,931 RES4 ,817 EMP1 ,881 EMP2 ,823 EMP4 ,697
Theo bảng 2.9 ta thấy kiểm định Bartlett’s test có Sig. = 0.00 < 0.05, chỉ số KMO = 0.730 > 0.5 chứng tỏ mơ hình nghiên cứu phù hợp với phân tích nhân tố và có 4 nhân tố được trích ở eigenvalue > 1.0 với tổng phương sai trích là 72.465 % ( Xem phụ lục
bảng 2.8 ) . Kết quả phân tích nhân tố cho kết quả mơ hình đánh giá chất lượng gồm 5
nhân tố, thang đo SERVQUAL vẫn giữ nguyên 21 biến ban đầu được chấp nhận thuộc 5 nhân tố .
2.4.2.3.Tạo biến
Các nhóm biến đọc lập
F_REL = MEAN (REL1, REL3, REL4, REL6) F_RES = MEAN (RES1, RES3, RES4)
F_ASS = MEAN (ASS1, ASS2, ASS3, ASS4, ASS5) F_EMP = MEAN (EMP1,EMP2,EMP3,EMP4)
F_TAN = MEAN (TANN1, TAN2, TAN3, TAN5, TAN7)
2.4.2.4.Chất lượng tín dụng ngắn hạn dành cho KHCN và đánh giá về các yếu tố ảnh hưởng.
Kết quả phân tích từ dữ liệu thu được cho thấy điểm đánh giá về các yếu tố gây rủi ro ít có sự chêch lệch giữa các nhân tố. Điểm đánh giá cao nhất thuộc về nhân tố RES (µ = 3.6367; SD = 1.0176) và thấp nhất ở nhân tố TAN (µ = 3.462, SD = 1.01)
Bảng 2.11. Kết quả đánh giá yếu tố ảnh hưởng đến CLDVTTD Biến nghiên cứu Trung bình (µ) Độ lệch ch̉n
(SD) REL 3.5675 .97925 RES 3.6367 1.0176 ASS 3.472 1.0538 EMP 3.6325 1.0118 TAN 3.462 1.01
Từ bảng 2.11 ta thấy xét về mức độ hài lòng của khách hàng sử dụng sản phẩn thẻ tín dụng tại Sacombank – Chi nhánh Hà Nội có mức độ phân bổ từ giá trị 2 đến 5, khơng có khách hàng nào hồn tồn khơng đồng ý khi được hỏi về sự hài lòng về chất lượng dịch vụ mà họ đang sử dụng. Nhìn chung các khách hàng đánh gỉá chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng tại Sacombank – Chi nhánh Hà Nội ở mức khá, tuy nhiên đối với từng yếu tố khách hàng có sự đánh giá khác biệt lớn.
Hiệu quả phục vụ (mean = 3.6367 ) và sự đồng cảm (mean = 3.6325) là hai yếu tố được khách hàng đánh giá tốt nhất bởi khi khách hàng được thấu hiểu từ mong muốn đến nhu cầu thự tế, nhân viên qua sự tương tác, tìm hiểu sẽ biết được nhu cầu của khách hàng, từ đó đưa ra những dịch vụ phù hợp với nhu cầu của từng khách dẫn đến hiệu quả phục vụ cao, khách hàng sử dụng dịch vụ cảm thấy hài lòng.
Các yếu tố Độ tin cậy (mean = 3.5675), Năng lực phục vụ (mean = 3.472) và Phương tiện hữu hình (mean = 3.462) được khách hàng đánh giá Khá. Trong đó, Phương tiện hữu hình là yếu tố mà khách hàng có thể cảm nhận trực tiếp khi tiếp xúc với những dịch vụ đầu tiên của ngân hàng. Điều này cho thấy cơ sở vật chất, hệ thống, mạng lưới máy ATM, máy POS của ngân hàng đã đáp ứng được nhu cầu của khách hàng. Qua các bước nghiệp vụ chuyên nghiệp, sự nhiệt tình, chu đáo của nhân viên, khách hàng đã có được lịng tin nơi nhân viên và ngân hàng.
Qua kết quả phân tích trung bình ta thấy khơng có yếu tố nào trong 5 yếu tố trên bị khách hàng đánh giá Kém. Tuy nhiên, để nâng cao chất lượng dịch vụ ngân hàng cần tiếp tục củng cố các điểm mạnh được khách hàng đánh giá cao như Hiệu quả phục vụ và Sự đồng cảm; và cũng cần phải nâng cao hơn nữa các yếu tố được khách hàng đánh giá chưa cao như yếu tố Hữu hình và Độ tin cậy.
2.4.2.5. Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Để kiểm định các giả thuyết nghiên nhóm tác giả sử dụng phân tích hồi quy tuyến tính bội bằng phương pháp tổng bình phương nhỏ nhất (OLS). Kết quả thu được như sau (bảng 2.12)
Bảng 2.12. Kết quả phân tích hồi quy
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
1 .843a .711 .697 .275
a. Predictors: (Constant), F_TAN, F_RES, F_EMP, F_ASS, F_REL
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square
1
Regression 19.543 5 3.909
Residual 7.935 105 .076
Total 27.477 110
a. Dependent Variable: SAT1
b. Predictors: (Constant), fpt, fhq, fdc, fnl, Ftc
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
T Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .776 .249 3.112 .002 F_REL .301 .029 .552 10.264 .000 .952 1.050 F_RES .152 .029 .282 5.296 .000 .973 1.028 F_ASS .163 .036 .244 4.573 .000 .964 1.037 F_EMP .166 .032 .274 5.142 .000 .967 1.034 F_TAN .254 .032 .421 7.878 .000 .962 1.040
a. Dependent Variable: SAT1
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS
Từ bảng 2.12, ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.697 cho thấy các biến độc lập giải thích được 69,7% sự biến thiên của biến phụ thuộc (SAT). Nhân tử phóng đại phương sai (VIF) khá nhỏ (lớn nhất với biến REL là 1.050 nhỏ hơn 2) cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng tới kết quả ước lượng.
Mơ hình hồi quy :
Trong đó:
SAT: Giá trị phụ thuộc là Chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng tại Sacombank – Chi nhánh Hà Nội
Ei : Thể hiện sự ảnh hưởng của các nhân tố khác đến chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng dành cho khách hàng của ngân hàng khơng được đưa vào mơ hình nghiên cứu.
Các giả thuyết:
Trước khi phân tích hồi quy thì ta tiến hành phân tích tương quan Pearson. Mục đích chạy tương quan Pearson nhằm kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, vì điều kiện để hồi quy là trước nhất phải tương quan. Điều kiện để có thể tiến hành phân tích hồi quy là giá trị Sig tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập phải nhỏ hơn 0.05 trong phân tích tương quan Pearson. Mặt khác phân tích tương quan Pearson cho ta thấy dấu hiệu nghi ngờ về hiện tượng đa cộng tuyến khi giá trị sig tương quan giữa các biến độc lập nhỏ hơn 0.05 và giá trị tương quan Pearson lớn hơn 0.3.
Kiểm tra độ phù hợp của mơ hình:
Giả thuyết H0: β1 = β2 = β3= β4 = 0.
Độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa bội được kiểm tra qua giá trị F ở bảng phân tích ANOVA (Bảng 2.12: Kết quả phân tích hồi quy)
Từ bảng 2.12 cho thấy kiểm định F có ý nghĩa thống kê (p = 0.000 < 0.05) chứng tỏ rằng có tối thiểu một biến nghiên cứu trong mơ hình có ảnh hưởng tới biến phụ thuộc (∑β2j ≠ 0).
Phương trình hồi quy mẫu mơ tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thẻ tín dụng có thể được viết như sau:
SAT = 0.776 + 0.301REL + 0.152RES + 0.163ASS + 0.166EMP + 0.254TAN
Trong đó:
+ REL là biến nhóm nhân tố độ tin cậy + RES là nhóm nhân tố hiệu quả phục vụ
+ ASS là nhóm nhân tố năng lực phục vụ + EMP là nhóm nhân tố sự đồng cảm
+ TAN là nhóm nhân tố phương tiện hữu hình
Dựa vào kết quả của mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến CLDV thẻ tín dụng, ta thấy hệ số β1= 0.301 có nghĩa khi nhân tố Độ tin cậy thay đổi một đơn vị trong khi các nhân tố khác không đổi thì làm cho CLDV thẻ tín dụng thơng qua đánh giá của khách hàng sẽ biến động cùng chiều 0.301 đơn vị. Đối với nhân tố hiệu quả phục vụ, có hệ số β2= 0.152 có nghĩa khi nhân tố này thay đổi một đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm cho CLDV thẻ tín dụng thơng qua đánh giá của khách hàng sẽ biến động cùng chiều 0.152 đơn vị. Tương tự đối với biến Năng lực phục vụ với β3= 0.163, biến Sự đồng cảm với β4= 0.166 và biến Phương tiện hữu hình với β5 = 0.254, khi các biến này tăng một đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm cho CLDV thẻ tín dụng thơng qua đánh giá của khách hàng sẽ biến động cùng chiều tương ứng βx đơn vị.
Kết quả cho thấy trong những nhân tố ảnh hưởng đến CLDC thẻ tín dụng thì nhân tố Độ tin cậy là nhân tố có mức độ ảnh hưởng lớn nhất với hệ số β1 = 0.301. Điều này cho thấy, khách hàng khi sử dụng dịch vụ thẻ của ngân hàng, họ lấy mức đồ tin cậy để đánh giá chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng của ngân hàng.
Đối với các nhân tố cịn lại, ngân hàng cần có các biện pháp để nâng cao uy tín, chất lượng dịch vụ ngân hàng để đáp ứng tốt nhu cầu của khách hàng.
Nhìn chung tất cả các biến đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Và bất cứ sự thay đổi nào của một trong 5 nhân tố trên đều có thể tạo nên sự thay đổi đối với đánh giá chung về chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng của ngân hàng.
Từ bảng 2.12, các hệ số p – value của thống kê t tương ứng với các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Điều đó cho thấy tất cả các biến độc lập (trừ biến NNB) đều có ảnh hưởng dương (+) tới biến phụ thuộc. Như vậy ta chấp nhận các giả thuyết H1,H2, H3,
H4, H5 ở mức ý nghĩa 5%.
Vậy phương trình hồi quy tuyến tính được viết lại theo hệ số Beta chuẩn có dạng như sau:
CHƯƠNG 3: CÁC GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ THẺ TÍN DỤNG TẠI NGÂN HÀNG TMCP SÀI GỊN THƯƠNG TÍN – CHI
NHÁNH HÀ NỘI
3.1.Định hướng phát triển của chi nhánh về nâng cao chất lượng dịch vụ thẻ tín dụng