6. Kết cấu của ñề tài
3.2. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Những số liệu thống kê về giới tính, trình độ, lọai thuế, mong ñợi và nơi nộp
thuế của khách hàng nộp thuế ñược thể hiện trong Phụ lục 3 :
Về giới tính: có 106 nam và 114 nữ chiếm tỉ lệ tương ứng là 48.2% và
51,8% t r o n g 220 người hồi ñáp hợp lệ.
Về trình độ: tỷ lệ ñối tượng khảo sát có trình độ học vấn đại học chiếm ña số
(55.0%) tương ứng với 121 người, sau ñại học có 43 người (chiếm 19.5%), dưới ñại học là 56 người chiếm 25.5% t r o n g 220 người hồi ñáp hợp lệ.
Về loại thuế nộp: Có 55 n gư ời nộp thuế Hải quan (25.0%), 165 người nộp các loại thuế nội ñịa chiếm 75.0%, t r o n g 220 người hồi ñáp hợp lệ.
Về mong ñợi nhất khi sử dụng dịch vụ thu hộ: người sử dụng dịch vụ thu hộ
thuế qua BIDV Đồng Nai mong ñợi nhất là thời gian thực hiện giao dịch (23.2%),
tiếp ñến lần lượt là mong muốn về thủ tục đơn giản (chiếm 19.5%), phí sử dụng
dịch vụ thu hộ thuế (chiếm 18.2%), mạng lưới phòng giao dịch rộng (chiếm 16.4%), cơ sở vật chất phục vụ cho dịch vụ thu hộ thuế (chiếm 13.2%) và cuối cùng là phong cách phục vụ (chiếm 9.5%).
Về nơi nộp thuế: cho thấy khách hàng nộp thuế thường nộp nhất là qua các
NHTM khác (38,6%), sau đó mới là KBNN Đồng Nai chiếm 32,3% và cuối cùng là BIDV Đồng Nai chiếm 29,1%; riêng nộp thuế ở các cơ quan thu lại khơng có khách hàng nộp.
3.3. Phân tích thang đo
Để xem thang đo có phù hợp với nghiên cứu thì cần phải tiến hành phân tích
thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng và thang đo của sự hài lịng .
3.3.1. Thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng
Để phân tích thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng thì cần phải sử dụng
phương pháp phân tích nhân tố EFA của từng nhân tố xem các biến trong từng nhân tố có hội tụ khơng, tuy nhiên trước khi thực hiện phân tích nhân tố EFA thì cần phải kiểm tra độ tin cậy Cronbach’s Alpha xem có hợp để thực hiện phân tích EFA xét ñộ tin cậy Cronbach’s Alpha
* Độ tin cậy Cronbach’s Alpha:
Các thang ño n h â n tố Phương tiện hữu hình, Sự thuận tiện, Phong cách phục
vụ, Giá cả, Sự tín nhiệm đều có hệ số tin cậy Cronbach’s alpha lớn hơn 0.7 nên ñạt mức yêu cầu. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến ño lường nhân
tố này ñều ñạt tiêu chuẩn (lớn hơn 0.3). Do đó, các biến quan sát của các nhân tố
này đều được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA. (Phụ lục 4)
* Phân tích nhân tố EFA
Thang đo các nhân tố ảnh hưởng ñến sự hài lòng gồm 5 nhân tố với 23 biến
quan sát ñạt ñộ tin cậy Cronbach’s alpha được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA.
Qua 2 lần phân tích nhân tố theo Phục lục 5 có thể nhóm các biến đạt u cầu
với hệ số tải nhân tố > 0.5 thành năm nhân tố. Các nhân tố này ñược gom lại và ñặt tên cụ thể như sau:
Nhân tố Phong cách phục vụ: gồm 7 biến quan sát (PV1, PV2, PV3, PV4,
PV5, PV6, PV8) được nhóm lại bằng lệnh trung bình và được ký hiệu là PV.
Nhân tố Phương tiện hữu hình: gồm 4 biến quan sát (HH1, HH2, HH3, HH4)
được nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt ký hiệu là HH.
Nhân tố Sự thuận tiện: gồm 4 biến quan sát (TT1, TT2, TT3, TT4) được nhóm
Nhân tố Sự tín nhiệm: gồm 3 biến quan sát (TN1, TN2, TN3, TN4) được nhóm
lại bằng lệnh trung bình và ñược ký hiệu là TN.
Nhân tố Giá cả: gồm 3 biến quan sát (GC1, GC2, GC3) được nhóm lại bằng
lệnh trung bình và ñược ký hiệu là GC.
3.3.2. Thang ño sự hài lòng
* Độ tin cậy Cronbach’s Alpha của nhân tố phụ thuộc
Thang ño n h â n tố hài lịng có hệ số tin cậy Cronbach’s alpha là 0.716 ñạt yêu
cầu. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến ño lường nhân tố này ñều ñạt tiêu chuẩn (lớn hơn 0.3). Do đó, các biến quan sát của nhân tố này được đưa
vào phân tích nhân tố khám phá EFA. (Phụ lục 5)
* Phân tích nhân tố EFA của nhân tố phụ thuộc
Theo Phụ lục 5: Thang ño sự h à i l ò n g gồm 3 biến quan sát, sau khi ñạt ñộ
tin cậy bằng phân tích hệ số Cronbach’s alpha được sử dụng để phân tích nhân tố
khám phá. Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm ñịnh KMO và Bartlett's với sig = 0.000 cho thấy ñiều kiện cần ñể áp dụng phân tích nhân tố là các biến phải
có tương quan với nhau ñạt yêu cầu. Chỉ số KMO = 0.667> 0.5 cho thấy điều
kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp đạt u cầu.
Tại các mức giá trị Eigenvalues = 1.920, phân tích nhân tố đã rút trích được 1 nhân tố từ 3 biến quan sát với phương sai trích là 64.006% ( > 50%) ñạt yêu cầu. (Phụ lục 5); Các hệ số tải nhân tố của các biến ñều lớn hớn 0.5 nên ñạt yêu cầu
Bảng 3.1: Bảng ma trận nhân tố của Sự hài lòng Component Matrixa Component 1 HL1 .835 HL2 .797 HL3 .766
tụ, hay các biến quan sát ñại diện ñược cho các khái niệm cần ño. Lệnh
Transform/Compute Variable ñược sử dụng ñể nhóm ba biến HL1, HL2, HL3
thành biến hài lòng ký hiệu là HL.
3.3.3. Hiệu chỉnh mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết
Kết quả phân tích nhân tố rút trích được 5 nhân tố ảnh hưởng ñến sự hài lịng
giống như mơ hình lý thuyết ban ñầu. Việc loại biến là PV7 vẫn khơng làm thay đổi tính chất của nhân tố phong cách phục vụ. Vì vậy, mơ hình lý thuyết ban ñầu và các giả thuyết ñặt ra ñược giữ nguyên.
3.4. Phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính 3.4.1. Xác ñịnh biến ñộc lập, biến phụ thuộc 3.4.1. Xác ñịnh biến ñộc lập, biến phụ thuộc
Căn cứ vào mơ hình nghiên cứu lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính bội diễn tả các nhân tố ảnh hưởng ñến sự hài lòng là:
HL = β0 + β1*PV + β2*HH + β3*TT + β4*TN + β5*GC
Các biến ñộc lập (Xi): (PV) nhân tố Phong các phục vụ, (HH) nhân tố Phương tiện hữu hình, (TT) nhân tố Sự thuận tiện, (TN) nhân tố Sự tín nhiệm, (GC) nhân tố Giá cả
Biến phụ thuộc (Y): (HL) sự hài lòng của khách hàng. βk là hệ số hồi quy riêng phần (k = 0…5)
3.4.2. Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội thì việc xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến ñộc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến ñộc lập với nhau là công việc phải làm và hệ số tương quan Pearson trong ma
trận hệ số tương quan là phù hợp ñể xem xét mối tương quan này. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Dựa vào bảng Correlations (Ma trận hệ số tương quan Pearson) có thể thấy hệ số tương quan giữa nhân tố hài lòng (HL) với 5 biến ñộc lập cao, trong đó
mối tương quan giữa sự hài lòng và phương tiện hữu hình thì thấp nhất là 0.464 (Phụ lục 6 – Ma trận Hệ số tương quan Pearson). Sơ bộ có thể kết luận năm biến
Nhưng hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng cao. Do đó, kiểm ñịnh ña cộng tuyến cần ñược tiến hành trong các bước tiếp theo ñể xác ñịnh xem các biến ñộc lập có ảnh hưởng lẫn nhau hay khơng.
3.4.3. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Phương pháp Enter (đưa tất cả các biến vào một lần) trong chương trình SPSS 16.0 được sử dụng để phân tích hồi quy bội. Kết quả phân tích hồi qui bội tại bảng
Coefficientsa, các giá trị Sig. tương ứng với các nhân tố PV, HH, TT, TN, GC ñều nhỏ hơn 0.05.
Thông qua ma trận hệ số tương quan Pearson cho thấy các nhân tố sự hài lịng có mối liên hệ với các nhân tố ñộc lập và đều có ý nghĩa thống kê. Từ đây có thể khẳng ñịnh các nhân tố này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. (Phụ lục 6 -
Correlations)
3.4.4. Đánh giá ñộ phù hợp, kiểm ñịnh ñộ phù hợp của mơ hình và hiện tượng ña cộng tuyến tượng ña cộng tuyến
Qua Phụ lục 6 cho thấy:
Hệ số R2 (R square) = 0.537. Điều này nói lên rằng mơ hình hồi quy tuyến tính
bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ñến mức 53.70%.
Kết quả kiểm ñịnh trị thống kê F, với giá trị sig = 0.000 (< 0.001) từ bảng
phân tích phương sai ANOVA cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã xây
dựng phù hợp với tập dữ liệu.
Đo lường ña cộng tuyến ñược thực hiện, kết quả cho thấy hệ số phóng đại
phương sai (VIF) có giá trị từ 1.432 đến 1.539 ñạt yêu cầu (VIF < 10) chứng tỏ
rằng các biến độc lập cũng có mối quan hệ với nhau nhưng ở mức độ có thể chấp nhận được. Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội có mối quan hệ ít với nhau, nghĩa là có hiện tượng đa cộng tuyến yếu. Tuy nhiên mối quan hệ này không ảnh hưởng
nhiều đến kết quả giải thích của mơ hình nghiên cứu.
3.4.5. Phương trình hồi quy tuyến tính bội
Với tập dữ liệu thu ñược trong phạm vi nghiên cứu của ñề tài và dựa vào bảng
quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hưởng ñến sự hài lòng của khách
hàng sử dụng dịch vụ thu hộ thuế như sau:
HL = 0.182 + 0.233*GC + 0.206*TN + 0.171*TT + 0.167*PV + 0.158*HH
Trong đó:
HL: nhân tố sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ thu hộ thuế qua BIDV
Đồng Nai.
GC: nhân tố Giá cả. TT: nhân tố Sự thuận tiện. PV: nhân tố Phong các phục vụ. TN: nhân tố Sự tín nhiệm. HH: nhân tố Sự hữu hình.
3.5. Đánh giá các yếu tố cá nhân, yếu tố sự trải nghiệm trong đánh giá sự hài lịng của khách hàng nộp thuế lịng của khách hàng nộp thuế
Phụ lục 6 đã cho thấy sự khác biệt của các yếu tố cá nhân của khách hàng nộp thuế:
Sự khác biệt về giới tính trong đánh giá sự hài lịng: kết quả phân tích phương
sai Oneway Anova cho thấy, khơng có sự khác biệt trong ñánh giá mức độ hài lịng giữa nam và nữ do trị Sig = 0.443 > 0.05.
Sự khác biệt về trình độ trong đánh giá sự hài lịng: kết quả phân tích phương
sai Oneway Anova cho thấy, có sự khác biệt trong đánh giá mức độ hài lịng giữa
các trình độ do giá trị Sig rất nhỏ (= 0.000 < 0.05). Kết hợp với phương pháp thống
kê mẫu cho thấy khách hàng có trình độ Đại học thì thích sử dụng dịch vụ thu hộ thuế qua BIDV Đồng Nai hơn cả. Điều này có thể là do chủ yếu các khách hàng nộp thuế ở đây là các cơng ty có mở tài khoản tại BIDV Đồng Nai nên có nhiều nhân
viên có trình độ đại học là điều tất nhiên hoặc có thể trong q trình gửi bảng khảo sát đã gửi cho số lượng người có trình ñộ ñại học nhiều hơn.
Sự khác biệt về loại thuế nộp trong ñánh giá sự hài lòng: kết quả phân tích
phương sai Oneway Anova cho thấy, khơng có sự khác biệt trong đánh giá mức độ hài lòng giữa việc nộp các loại thuế do trị Sig lớn (= 0.74 > 0.05).
Sự khác biệt về mong ñợi của khách hàng trong ñánh giá sự hài lịng: kết
quả phân tích phương sai Oneway Anova cho thấy, có sự khác biệt trong đánh giá
mức độ hài lịng giữa các trình độ do giá trị Sig rất nhỏ (= 0.000 < 0.05). Rõ ràng, với
những khách hàng khác nhau thì sẽ có những mong đợi khác nhau, có khách hàng
chú trọng về mặt thời gian hoàn thành giao dịch, cũng có khách hàng chú trọng về mặt hồ sơ thủ tục đơn giản. Chính những điều này đã tạo nên sự khác biệt khi đánh
giá sự hài lịng của khách hàng.
Sự khác biệt về nơi nộp thuế trong ñánh giá sự hài lòng: kết quả phân tích
phương sai Oneway Anova cho thấy, có sự khác biệc trong đánh giá mức độ hài lịng giữa các nơi nộp thuế do trị Sig lớn (= 0.023 < 0.05). Sự khác biệt ở đây có thể
là xuất phát từ sự thuận tiện khi nộp thuế hoặc do sở thích hoặc do tâm lý, ví dụ như
đối với những người lớn tuổi có thể họ sẽ chọn đến KBNN để nộp thuế vì họ cho
rằng an tồn, nhưng cũng có những người cảm thấy NH ở gần nhà mình thì mình
cần gì phải đi nộp thuế ở KBNN. Vì thế những yếu tố này đã tạo nên sự khác biệt
khi đánh giá sự hài lịng của khách hàng.
3.6. Kết quả phân tích định lượng Sự hài lịng của khách hàng nộp thuế qua Ngân hàng thương mại cổ phần Đầu tư và phát triển Việt Nam – Chi nhánh Đồng Nai
Qua phương trình hồi qui trên cho thấy các nhân tố ñều mang dấu dương, ñiều này thể hiện cả 5 nhân tố đều có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lịng của khách hàng nộp thuế, có nghĩa là nhân tố nào tăng đều làm gia tăng sự hài lòng của khách hàng nộp thuế; trong đó nhân tố Giá cả mang tính tích cực lớn nhất thể hiện qua hệ số 0.233 và tính tích cực nhỏ nhất là nhân tố sự hữu hình với hệ số tương ứng
0.158. Kết quả mơ hình nghiên cứu cụ thể như:
Giá cả có hệ số beta là 0.233 có tác động cùng chiều đến sự hài lịng của khách hàng nộp thuế qua BIDV Đồng Nai. Đây cũng là nhân tố có tác động tích cực nhất
đến việc đánh giá sự hài lịng của khách hàng thu hộ thuế qua BIDV Đồng Nai.
Chính vì điều này có thể thấy BIDV Đồng Nai đang có một chính sách thu phí dịch vụ thu hộ thuế rất là hợp lý, ñang ñược nhiều khách hàng ñánh giá cao. Điều này lại
gần giống với kết quả thống kê mơ tả khi giá cả đươc mong ñợi thứ hai trong các
nhân tố, chiếm (18,2%).
Sự tín nhiệm có hệ số beta là 0.206 có tác ñộng cùng chiều ñến sự hài lòng của khách hàng nộp thuế qua BIDV Đồng Nai. Nhân tố này thể hiện ở việc ngân hàng có thể an toàn trong giao dịch, bảo mật thông tin của khách hàng nộp thuế cũng
như sự tin tưởng vào ñộ chính xác của nhân viên khi thực hiện cung cấp dịch vụ thu hộ thuế cho khách hàng. Trong thống kê mô tả, biến thời gian thực hiện lại ñược
mong ñợi cao nhất (23,2%), nhưng trong nghiên cứu định lượng lại đóng vai trị
không cao cho thấy nhân tố sự tín nhiệm chưa thật sự ñáp ứng ñược mong muốn
của khách hàng.
Sự thuận tiện có hệ số beta là 0.171 có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của khách hàng nộp thuế qua BIDV Đồng Nai. Nhân tố này bao gồm các mạng lưới
hoạt ñộng, ñiểm giao dịch và các thủ tục hỗ trợ cho dịch vụ thu hộ sao cho khách
hàng sử dụng dịch vụ ngày càng cảm thấy thuận tiện hơn với dịch vụ này. So với
kết quả thống kê mô tả thì biến hồ sơ thủ tục ñược ñánh giá cao nhất (19,5%) và
biến mạng lưới giao dịch (16,4%) nên kết quả của 02 phương pháp nghiên cứu này này là tương tự nhau.
Phong cách phục vụ có hệ số beta là 0.167 có tác động cùng chiều đến sự hài
lịng của khách hàng nộp thuế qua BIDV Đồng Nai. Nhân tố này bao gồm thái độ,
trang phục, trình độ giải quyết cơng việc và khả năng đáp ứng các yêu cầu liên quan
ñến việc thu hộ thuế của khách hàng qua BIDV Đồng Nai. Kết quả này trái ngược
với kết quả thống kê mô tả, do biến phong cách phục vụ chỉ chiếm 9,5%, thấp nhất trong những mong ñợi của khách hàng nộp thuế. Vì thế phong cách phục vụ của
BIDV Đồng Nai chưa làm hài lịng được khách hàng nộp thuế.
Sự hữu hình có hệ số beta là 0.158 có tác động cùng chiều đến sự hài lịng của khách hàng nộp thuế qua BIDV Đồng Nai. Nhân tố này bao gồm các thiết bị phục vụ cũng như về cơ sở vật chất có liên quan đến dịch vụ thu hộ thuế của BIDV Đồng Nai. Thống kê mơ tả đã chỉ ra mong muốn về cơ sở vật chất ñứng gần cuối cùng
trong các mong muốn của khách hàng nộp thuế, vì thế kết quả này phù hợp với kết quả của nghiên cứu ñịnh lượng.
Kết quả từ phương trình hồi qui cho thấy các nhân tố dùng để đo đều có ảnh
hưởng tỷ lệ thuận ñến Sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ nộp thuế qua