2.3 Đánh giá chất lượng dịch vụ thẻ thanh tốn của NHTMCP Cơng Thương
2.3.6.2 Cronbach Alpha và đánh giá độ tin cậy thang đo
Bảng 2.5 Thống kê biến tổng
Mã hóa biến
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Hệ số Cronbach's Alpha nếu loại biến
TC1.1 11.15 2.813 0.584 0.645 TC1.2 11 3.082 0.617 0.636 TC1.3 11.1 3.195 0.441 0.728 TC1.4 11.04 3.04 0.494 0.699 Hệ số Cronbach's Alpha=.738 CN2.1 22.01 11.931 .605 .795 CN2.2 21.90 12.322 .598 .797 CN2.3 22.00 12.342 .601 .796 CN2.4 21.99 12.817 .502 .813 CN2.5 21.94 12.649 .590 .798 CN2.6 22.02 12.812 .509 .811 CN2.7 21.83 12.908 .583 .800
Hệ số Cronbach's Alpha=.825 SP3.1 11.14 3.3 0.429 0.654 SP3.2 11.14 3.178 0.476 0.625 SP3.3 11.22 2.993 0.574 0.56 SP3.4 11.31 3.349 0.422 0.658 Hệ số Cronbach's Alpha=.691 QT4.1 14.77 5.996 0.255 0.722 QT4.2 14.4 5.228 0.593 0.568 QT4.3 14.33 4.879 0.586 0.563 QT4.4 14.16 5.964 0.39 0.655 QT4.5 14.06 5.959 0.419 0.644 Hệ số Cronbach's Alpha=.685 ML5.1 7.52 1.995 0.466 0.59 ML5.2 7.68 1.679 0.528 0.503 ML5.3 7.75 1.871 0.447 0.614 Hệ số Cronbach's Alpha=.667 MT6.1 11.8 3.263 0.541 0.646 MT6.2 11.55 3.664 0.449 0.699 MT6.3 11.77 3.144 0.58 0.622 MT6.4 11.69 3.486 0.485 0.68 Hệ số Cronbach's Alpha=.725 CL7.1 7.03 1.817 0.657 0.689 CL7.2 6.63 1.842 0.622 0.725 CL7.3 7.53 1.757 0.617 0.733 Hệ số Cronbach's Alpha=.790
Bảng 2.5 cho ta kết quả như sau:
Về thành phần độ tin cậy: gồm 4 biến quan sát. Bốn biến này có hệ số Cronbach’s
Alpha 0.738 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.738 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần độ tin cậy đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần con người: gồm 7 biến quan sát. Bảy biến này có hệ số Cronbach’s
Alpha 0.825 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.825 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần con người đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần sản phẩm: gồm 4 biến quan sát. Bốn biến này có hệ số Cronbach’s
Alpha 0.691 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.691 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần sản phẩm đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần quy trình, quy định: gồm 5 biến quan sát. Năm biến này có hệ số
Cronbach’s Alpha 0.685 (lớn hơn 0.6). Xét từng biến quan sát bốn biến QT4.2, QT4.3, QT4.4, QT4.5 có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến nhỏ hơn 0.685 và hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Riêng yếu tố QT4.1 có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến là 0.722 lớn hơn 0.685 và hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên yếu tố này bị loại, và ta thực hiện tính lại hệ số Cronbach’s Alpha của thành phần quy trình, quy định sau khi loại trừ biến trước khi phân tích nhân tố ở bước tiếp theo.
Về thành phần mạng lưới gồm 3 biến quan sát. Ba biến này có hệ số Cronbach’s
Alpha 0.667 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.667 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần mạng lưới đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần môi trường gồm 4 biến quan sát. Bốn biến này có hệ số Cronbach’s Alpha 0.725 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.725 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần môi trường đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Về thành phần chất lượng gồm 3 biến quan sát. Ba biến này có hệ số Cronbach’s
Alpha 0.790 (lớn hơn 0.6). Từng biến quan sát khơng có biến nào có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn 0.790 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Nên thang đo thành phần chất lượng đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Bảng 2.6 Thống kê biến tổng sau khi loại biến
Mã hóa biến
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Hệ số Cronbach's Alpha nếu loại biến
QT4.2 11.24 3.517 .589 .614
QT4.3 11.16 3.032 .657 .562
QT4.4 11.00 4.055 .407 .719
QT4.5 10.90 4.136 .407 .717
Hệ số Cronbach's Alpha=.722
Sau khi loại biến, thành phần quy trình, quy định được xác định lại và thỏa mãn các u cầu, khơng có biến nào bị loại thêm được thể hiện ở bảng 2.6
2.3.6.3 Mơ hình EFA và kiểm định giá trị thang đo
Phân tích nhân tố được thực hiện với phép trích Principle Component với phép xoay Varimax với các tiêu chuẩn Communlity >=0.5, hệ số chuyển tải (factor loading)>0.5, eigenvalue>=1 và tổng phương sai trích>=0.5. Tuy nhiên, hệ số KMO (Maiser-Meyer-Olkin) phải >0.5 để đảm bảo tập dữ liệu đưa vào thích hợp cho phân tích nhân tố.
Sau khi đạt yêu cầu về độ tin cậy, 26 biến quan sát được đưa vào phân tích các nhân tố tác động đến chất lượng dịch vụ thẻ thanh toán.
Ma trận nhân tố xoay lần 1, KMO đạt được là 0.869 (thỏa điều kiện >0.5), tổng phương sai trích là 61.517% (>50%)---phụ lục 5.1, hệ số tải nhân tố của ba biến CN2.4(Nhân viên Vietinbank nhanh chóng nắm bắt nhu cầu của khách hàng), QT4.5 (Nhân viên ngân hàng có đầy đủ kiến thức, kỹ năng để đáp ứng các yêu cầu của khách hàng),SP3.4(Danh mục các dịch vụ tiện ích của thẻ thanh tốn ln được ngân hàng chú ý phát triển theo nhu cầu của khách hàng.) không thỏa điều kiện >0.5, vì vậy 3 biến này bị loại bỏ.
Với lần phân tích nhân tố lần 2, KMO là 0.862, hệ số tải nhân tố của biến CN6.2 (Nhân viên Vietinbank có trang phục gọn gàng, tươm tất, lịch sự) nên biến này bị loại. Như vậy sau 2 lần phân tích nhân tố, các biến hội tụ vào 6 nhân tố: Độ tin cậy; Quy trình quy định; Con người, Sản phẩm, Mạng lưới, Môi trường được thể hiện ở bảng 2.9. Đồng thời tổng phương sai trích của các nhân tố là 60.390%
(>50%), điều này có nghĩa là các nhân tố trích được 60.39% phương sai của các biến đo lường xem phụ lục 5.2
Bảng 2.7 Thang đo sau khi phân tích nhân tố
ĐỘ TIN CẬY
TC1.1
Ngân hàng thực hiện các dịch vụ thẻ thanh tốn đúng như những gì đã giới thiệu, quảng cáo, cam kết, thoả thuận.
TC1.2
Ngân hàng cung cấp các dịch vụ thẻ thanh toán đúng vào thời điểm ngân hàng hứa hẹn
TC1.3
Ngân hàng thực hiện các dịch vụ thẻ thanh toán đúng ngay từ lần đầu tiên.
TC1.4
Ngân hàng cung cấp dịch vụ thẻ thanh tốn (rút TM, thanh tốn hóa đơn, hàng hóa, chuyển khoản,dịch vụ trực tuyến) nhanh chóng, kịp thời.
CON NGƯỜI
CN2.1
Nhân viên ngân hàng hướng dẫn thủ tục cho khách hàng đầy đủ, cụ thể,rõ ràng, dễ hiểu.
CN2.2
Nhân viên ngân hàng ln có tinh thần trách nhiệm cao trong công việc.
CN2.3
Nhân viên ngân hàng luôn cung cấp các thông tin dịch vụ thẻ thanh toán cần thiết cho khách hàng.
CN2.5
Khách hàng được chào đón, trân trọng và phục vụ một cách chuyên nghiệp, minh bạch
CN2.7 Nhân viên Vietinbank ln thể hiện sự lịch sự nhã nhặn
QUY TRÌNH, QUI ĐỊNH
QT4.2 Quy trình, thủ tục tra sốt khiếu nại đơn giản, nhanh gọn. QT4.3
Vietinbank luôn giải quyết các than phiền, khiếu nại một cách nhanh chóng,thỏa đáng.
QT2.6
Nhân viên có thái độ quan tâm cảm nhận và trân trọng các vấn đề của khách hàng
MẠNG LƯỚI
ML5.1 Ngân hàng có hệ thống ATM lắp đặt rộng khắp.
ML5.2 Địa điểm đặt máy ATM hợp lý, giúp khách hàng dễ nhận biết. ML5.3 Nơi đặt máy ATM sạch sẽ, khơng gian thống mát.
SẢN PHẨM
SP3.1 Các dịch vụ trên máy ATM được thiết kế dễ sử dụng. SP3.2 Các dịch vụ ATM trực tuyến được thiết kế dễ sử dụng.
SP3.3 Danh mục các dịch vụ tiện ích của thẻ thanh tốn rất phong phú.
MÔI TRƯỜNG
MT6.1 Ngân hàng có cơ sở vật chất,cơng nghệ hiện đại. MT6.3
Các điểm giao dịch của Vietinbank sạch sẽ, thoáng mát, quầy kệ được sắp xếp ngăn nắp, khoa học.
MT6.4 Vietinbank bảo mật tốt thông tin của khách hàng.
Đối với nhân tố chất lượng dịch vụ bao gồm 3 biến quan sát, sau khi thực hiện phân tích nhân tố để kiểm tra độ hội tụ qua bảng 2.8 ta thấy KMO đạt 0.705, Eigenvalues 2.116 (>1) và tổng phương sai trích là 70.548% thỏa điều kiện, cả 3 biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố >0.5
Bảng 2.8: Ma trận nhân tố
Mã hóa biến Nhân tố
1 CL7.1 .856 CL7.2 .834 CL7.3 .830 Eigenvalues 2.116 Phương sai trích 70.548
Sau khi thực hiện phân tích nhân tố và loại bỏ một số biến quan sát. Trước khi ta thực hiện chạy hồi quy chúng ta phải đánh giá một lần nữa độ tin cậy của 6 nhân tố. Kết quả cho ta thấy độ tin cậy của các nhân tố đều đảm bảo thể hiện ở phụ lục 4.3 2.3.6.4 Phân tích hồi quy bội
Phân tích tương quan hệ số Pearson
Hệ số tương quan Pearson để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Nếu 2 biến có sự tương quan chặt chẽ thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
Vấn đề của hiện tượng cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc.
Trước khi phân tích hồi quy với các nhân tố mới hình thành trong bước phân tích nhân tố với biến phụ thuộc, phân tích hệ số tương quan được tiến hành cho 7 biến bao gồm 6 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc với hệ số Pearson.
Bảng 2.9: Ma trận tương quan CN TC QT MT ML SP CL CN TC QT MT ML SP CL CN Hệ số tương quan 1 .464** .572** .428** .486** .356** .538** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000 Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220 TC Hệ số tương quan .464** 1 .321** .481** .387** .462** .442** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000 Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220 QT Hệ số tương quan .572** .321** 1 .329** .378** .248** .537** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000 Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220 MT Hệ số tương quan .428** .481** .329** 1 .366** .392** .456** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000 Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220 ML Hệ số tương quan .486** .387** .378** .366** 1 .430** .472** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000 Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220 SP Hệ số tương quan .356** .462** .248** .392** .430** 1 .482**
Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000
Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220
CL Hệ số tương quan .538** .442** .537** .456** .472** .482** 1 Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 .000 .000 .000 .000 .000
Kích thước mẫu 220 220 220 220 220 220 220
**. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01(2 chiều)
Bảng 2.9 Ma trận tương quan thể hiện nhân tố chất lượng có tương quan chặt với 6 thành phần cịn lại của mơ hình với sig < 0.01 và 6 thành phần này cũng có mối tương quan chặt với nhau với sig<0.01. Do chúng có mối tương quan chặt như vậy chúng ta cần chú ý để kiểm tra đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy, tránh trường hợp kết quả hồi quy khơng cịn chính xác
Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy bội khơng chỉ là mơ tả các dữ liệu quan sát được. Từ kết quả trong mẫu, ta xác định mối quan hệ nhân quả giữa biến phụ thuộc chất lượng(CL) và sáu biến độc lập Độ tin cậy (TC), Con người(CN), Sản phẩm(SP), Quy trình quy định (QT), Mạng lưới (ML) và Mơi trường(MT). Mơ hình phân tích hồi quy sẽ mơ tả hình thức của mối liên hệ và qua đó giúp ta dự đốn được mức độ của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập.
Kết quả thể hiện ở bảng 2.10 R square = 0.489 với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig=0) cho thấy 48.9% sự thay đổi của chất lượng được giải thích bởi sự thay đổi của các nhân tố: Độ tin cậy (TC), Con người(CN), Sản phẩm(SP), Quy trình quy định (QT), Mạng lưới (ML) và Môi trường(MT). R square hiệu chỉnh = 0.474 cho thấy các biến Độ tin cậy (TC), Con người(CN), Sản phẩm(SP), Quy trình quy định (QT), Mạng lưới (ML) và Mơi trường(MT) giải thích được 47.4% biến thiên của biến chất lượng, trong điều kiện có tính đến kích cỡ mẫu và số lượng biến độc lập trong mơ hình.
Kết quả bảng 2.11, mức ý nghĩa của kiểm định F với sig rất nhỏ cho ta thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết tất cả các hệ số hối quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số) ,
như vậy mơ hình hồi qui tuyến tính bội của ta phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Kết quả bảng 2.12, hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến biến thiên từ 1.467 đến 1.896 đều nhỏ hơn 2, như vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa từ 1.467 đến 1.896 đều nhỏ hơn 2, như vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.
Các biến Con người(CN), Sản phẩm(SP), Quy trình quy định (QT), Mạng lưới (ML) và Môi trường(MT) tác động cùng chiều lên biến Chất lượng vì sig < 0.05, có ý nghĩa thống kê. Riêng Độ tin cậy (TC) bị loại do sig > 0.05 được thể hiện ở bảng 2.12.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ và các biến Con người(CN), Sản phẩm(SP), Quy trình quy định (QT), Mạng lưới (ML) và Mơi trường(MT) được xây dựng theo hình 2.7
CL= 0.286QT + 0.222SP + 0.148CN + 0.134MT + 0.122ML
Hình 2.7: Phương trình hồi quy tuyến tính bội
Từ phương trình ở hình 2.7 cho ta thấy chất lượng dịch vụ thẻ thanh toán của NH TMCPCTVN tại TPHCM chịu ảnh hưởng nhiều nhất bởi nhân tố Quy trình, quy định, tiếp theo là nhân tố sản phẩm, nhân tố con người, nhân tố môi trường và cuối cùng là nhân tố mạng lưới. Ngân hàng cần phải chú trọng đến các nhân tố này để có giải pháp nhằm nâng cao chất lượng dịch vụ thẻ thanh tốn.
Bảng 2.10: Mơ hình tổng qt Mơ Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Ước lượng sai số chuẩn
Thống kê sự thay đổi Durbin- Watson R2 thay đổi F thay
đổi
df1 df2 Mức ý nghĩa F thay đổi
Bảng 2.11: Phương sai ANOVAaMơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương Kiểm định F Mức ý nghĩa 1 Hồi qui 43.730 6 7.288 33.943 .000b Phần dư 45.735 213 .215 Tổng 89.465 219 Bảng 2.12:Hệ số Mơ hình Hệ số hồi qui Hệ số hồi qui đã được chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa
Tương quan Chuẩn đoán đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Zero- order Hệ số tương quan riêng Hệ số tương quan từng phần Tolerance VIF 1 (Hệ số) - .225 .273 -.826 .410 CN .153 .070 .148 2.194 .029 .538 .149 .107 .527 1.896 TC .078 .071 .068 1.093 .276 .442 .075 .054 .626 1.598 QT .286 .061 .286 4.713 .000 .537 .307 .231 .654 1.530 MT .135 .059 .134 2.266 .024 .456 .153 .111 .682 1.467 ML .124 .061 .122 2.027 .044 .472 .138 .099 .665 1.503 SP .232 .062 .222 3.768 .000 .482 .250 .185 .692 1.445
Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi qui tuyến tính.
Giả định phương sai của sai số khơng đổi
Kết quả kiểm định thể hiện ở phụ lục 6.1 đến 6.5 cho chúng ta thấy giá trị sig của các kiểm định đều lớn hơn mức ý nghĩa 0.05 nên giả thuyết phương sai thay đổi bị bác bỏ, như vậy không vi phạm giả định phương sai của sai số không đổi
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Kiểm tra phần dư ở phụ lục 6.6 cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn với trung bình Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.989 tức là gần bằng 1, do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Giá trị d khi tra bảng Durbin Watson với 5 biến độc lập và 220 quan sát là