2. 3.4 Cơ cấu huy động vốn theo loại tiền huy động
3.5 .2 Phân tích độ tin cậ y– Kiểm định Cronbach’s Alpha
3.5.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Như đã trình bày, thang đo sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi tại Sacombank- Chi nhánh Quận 8 được thiết kế với 38 biến và sau khi kiểm tra mức độ tin cậy bằng phân tích Cronbach’s Alpha thì 38 biến này đạt u cầu và tất cả các biến này được đưa vào phân tích nhân tố. Theo mơ hình lý thuyết 38 biến quan sát được dùng để đo lường 6 thành phần của thang đo. Phân tích nhân tố được sử dụng để đánh giá mức độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần với:
- KMO là một chỉ tiêu dùng để xem xét sự thích hợp của EFA, phân tích nhân tố khám phá (EFA) thích hợp khi 0.5 ≤ KMO ≤ 1.
- Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát bằng 0 trong tổng thể, nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (sig ≤ 0.05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008, p.30).
- Hệ số tải nhân tố (Factor loading) theo Hair & ctg (1998, 111), là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA. Hệ số tải nhân tố > 0.3 được xem là đạt mức tối thiểu, Hệ số tải nhân tố > 0.4 được xem là quan trọng và ≥ 0.5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Nếu chọn tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố > 0.3 thì cỡ mẫu nghiên cứu phải ít nhất là 350, nếu cỡ mẫu khoảng 100 thì nên chọn tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố > 0.55, nếu cỡ mẫu khoảng 50 thì hệ số tải nhân tố phải > 0.75.
Thực hiện phân tích nhân tố (EFA) với 32 biến với giả thiết H0 được đặt ra là giữa 32 biến quan sát trong tổng thể khơng có mối tương quan với nhau.
3.5.3.1 Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến độc lập
Bảng 3.9: Kết quả phân tích EFA lần 1 đối với biến độc lập (Phụ lục 3)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .951 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 4856.641 df 496 Sig. .000
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA lần 1 đối với các thành phần của thang đo (các biến độc lập) cho thấy tất cả 32 biến quan sát trong 6 thành phần của thang đo chất lượng dịch vụ tiền gửi được rút trích thành 5 nhân tố. Thành phần để đo lường các biến quan sát có sự thay đổi, tại hệ số Eigenvalue = 1.057 và phương sai trích được là 67,221%. Tuy nhiên, các biến DB1 (thang đo sự đảm bảo 1), HH3 (thang đo phương tiện hữu hình 3), CT1 (thang đo cảm thông 1), PV4 (thang đo hiệu quả phục vụ 4), HH5 (thang đo phương tiện hữu hình 5) do có hệ số tải nhân tố giữa các nhân tố gần bằng nhau, nên các biến này bị loại. Sau khi loại bỏ các biến này ta tiến hành phân tích nhân tố lần 2 được kết quả như sau:
Bảng 3.10: Kết quả phân tích EFA lần 2 đối với biến độc lập (Phụ lục 3)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .944 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 3879.573 df 351 Sig. .000
Sau khi loại các biến, kết quả EFA cũng trích được 4 nhân tố thang đo chất lượng dịch vụ tiền gửi. Hệ số KMO = 0.944 nên EFA phù hợp với dữ liệu và thống kê Chi-quare của kiểm định Bertlett đạt giá trị 3879.573 với mức ý nghĩa 0.000 cho thấy giả thiết H0 bị bác bỏ, do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể, phương sai trích được là 65,191%. thể hiện rằng 4 nhân tố rút ra được giải thích 65,191%. biến thiên của dữ liệu, tại hệ số Eigenvalue = 1.188. Do vậy, các thang đo rút ra là chấp nhận được. Các thang đo có biến quan sát bị EFA loại, hệ số cronbach alpha được tính lại, kết quả cũng đạt được yêu cầu về độ tin cậy (xem thêm Phụ lục 4).
3.5.3.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc (sự hài lòng)
Bảng 3.11: Kết quả phân tích EFA đối với biến phụ thuộc (Phụ lục 5)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .896 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1216.563 df 15 Sig. .000
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy tất cả 6 biến quan của thang đo sự hài lòng khách hàng vẫn giữ nguyên 1 nhân tố. Hệ số KMO = 0.896 nên
EFA phù hợp với dữ liệu và thống kê Chi-quare của kiểm định Bertlett đạt giá trị 1216.563 với mức ý nghĩa 0.000, do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể, phương sai trích được là 77,183% thể hiện rằng 1 nhân tố rút ra được giải thích 77,183% biến thiên của dữ liệu. Do vậy, thang đo rút ra là chấp nhận được (xem thêm Phụ lục 5).
Từ kết quả phân tích cho thấy có 4 nhóm biến (yếu tố) được rút trích (hệ số Factor Loadding theo phụ lục 3 & 5) như sau:
1. NTHQ – Nhân tố hiệu quả phục vụ
PV5-Hướng dẫn thủ tục đầy đủ dễ hiểu
PV3-Nhân viên có thái độ lịch thiệp thân thiện PV2-Nhân viên sẵn sàng giúp đỡ khách hàng PV1-Nhân viên có tác phong chuyên nghiệp PV7-Dịch vụ tiền gửi luôn đổi mới
HH1-Vị trí NH tiện lợi cho khách hàng đến giao dịch PV6-Dịch vụ tiền gửi giúp quản lý tốt kế hoạch tài chính CT3-Chương trình khuyến mãi của dịch vụ tiền gửi là hữu ích
2. NTTC – Nhân tố độ tin cậy
TC5-Thời gian khách hàng ngồi chờ đến giao dịch ngắn TC4-Thời gian xử lý giao dịch tại Sacombank nhanh TC3-Thủ tục giấy tờ rõ ràng, đơn giản
TC1-Sacombank luôn thực hiện đúng cam kết và giới thiệu TC7-Thông tin khách hàng được lưu giữ an toàn
TC6-Kỳ hạn tiền gửi hợp lý linh động
TC2-Sacombank hoạt động kinh doanh hiệu quả HH6-Nơi để xe thuận tiện
3. NTDC – Nhân tố đồng cảm
CT4-Thông tin do Sacombank cung cấp là dễ tiếp cận
DB2-Khách hàng luôn nhận được sự hỗ trợ cần thiết từ ngân hàng DB4-Dịch cụ tiền gửi đảm bảo nhanh chóng kịp thời
CT5-Sacombank ln cung cấp thông tin kịp thời cho khách hàng DB3-Giao dịch tiền gửi đảm bảo chính xác khơng sai xót
CT2-Giải đáp tận tình về dịch vụ tiền gửi HH2-Hệ thống công nghệ thông tin hiện đại
HH4-Các tiện nghi (trang thiết bị, nhà vệ sinh…) phục vụ tốt
4. CLDV – Nhân tố lãi suất
LS1-Phí giao dịch hợp lý LS2-Mức lãi suất hấp dẫn
NTHL - Nhân tố hài lòng
HL1-Hài lòng với cách phục vụ của nhân viên giao dịch tiền gửi HL2-Hài lòng với lãi suất được áp dụng
HL3-Hài lòng với trang thiết bị, cơ sở vất chất HL4-Hài lòng với chất lượng dịch vụ tiền gửi HL5-Giới thiệu dịch vụ tiền gửi với người khác HL6-Tiếp tục sử dụng dịch vụ tiền gửi trong tương lai
Bảng 3.12 : Tóm tắt kết quả kiểm định thang đo
Nhìn vào bảng 3.12 thấy được rằng phân tích nhân tố là thích hợp, 4 nhân tố trích được đều có hệ số Cronbach’s Alpha đạt yêu cầu và từ kết quả phân tích nhân tố có thể tổng hợp thành các nhân tố đại diện để phân tích hồi quy.
Thành phần Số biến quan sát Hệ số Cronbach’s Alpha Phương sai trích (%) Đánh giá Hiệu quả phục vụ (PV) 8 0.923 65,191 Đạt yêu cầu Độ tin cậy (TC) 8 0.894 Sự đồng cảm (DC) 8 0.888 Lãi suất (LS) 3 0.907 Sự hài lòng khách hàng (HL) 6 0.937 77,183
3.5.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
Tiến hành đưa 4 biến độc lập vừa trích được ở trên và biến phụ thuộc là biến sự hài lịng vào phân tích hồi quy theo phương pháp Enter ta được kết quả như sau:
Bảng 3.13: Kết quả hồi quy tuyến tính
Mode Hệ số R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của mơ hình giả thuyết Durbin- Watson 1 .924a .854 .851 .18720 1.996
Bảng 3.14: Kết quả hồi quy tuyến tính
ANOVAb Model Tổng bình phương df Bình phương TB F Sig 1 Regression 40.035 4 10.009 285.602 .000a Residual 6.834 195 .035 Total 46.869 199
Bảng 3.15: Kết quả hồi quy tuyến tính
Coefficientsa
Model
Hệ số chưa chuẩn hố
Hệ số chuẩn hoá
t Sig.
Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.419 .116 -3.620 .000 PV .179 .052 .178 3.459 .001 .282 3.549 TC .224 .041 .240 5.497 .000 .393 2.543 DC .503 .051 .439 9.858 .000 .378 2.648 LS .190 .033 .205 5.696 .000 .576 1.735 a. Dependent Variable: HL
Trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R2 hiệu chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Hệ số Beta chuẩn hố được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hoá của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào sự thỏa mãn khách hàng càng lớn. Nhìn vào bảng 3.13, 3.14 và 3.15 cho thấy kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy hệ số xác định R² là 0.854 và R² hiệu chỉnh là 0.851, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 85,1% (hay mơ hình đã giải thích được 85,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc là sự hài lòng của khách hàng). Trị số thống kê F đạt giá trị 286.602 được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig = 0.000. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu.
Từ bảng kết quả cho thấy rằng tất cả 4 nhân tố hiệu quả phục vụ, độ tin cậy, sự đảm bảo, lãi suất đều có tác động dương (hệ số Beta dương) đến sự hài lòng của khách hàng với mức ý nghĩa Sig = 0.000 (rất nhỏ) ở tất cả các biến, ngoại trừ hằng số là khơng có ý nghĩa thống kê và có hệ số B gần bằng 0.
Phương trình hồi quy có dạng như sau :
Y = 0,178X1+ 0,240X2 + 0,439X3 + 0,205X4 Trong đó : Y : Sự hài lòng của khách hàng X1 : Hiệu quả phục vụ X2 : Độ tin cậy X3 : Sự đồng cảm X4 : Lãi suất
Từ kết quả hồi qui cho thấy rằng hệ số Beta chuẩn hố của nhân tố sự đồng cảm có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng vì có hệ số Beta lớn nhất với β = 0.439 với Sig=0.000, điều này có nghĩa là khi sự đồng cảm DC (cảm thông, đảm bảo) tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng của khách hàng sẽ tăng lên 0.439, như vậy khách hàng rất xem trọng yếu tố tâm lý, đảm bảo, sẵn sàng
lắng nghe, tháo gỡ vướng… sẽ làm họ hài lòng đối với dịch vụ tiền gửi mạnh nhất, nhân tố tác động mạnh thứ 2 đến sự hài lòng khách hàng là thành phần độ tin cậy (TC) có β = 0.240, Sig = 0.000, nhân tố cịn lại cũng có hệ số Beta gần bằng nhau (chênh lệch nhau không lớn) là thành phần lãi suất (LS) có β = 0.205, Sig = 0.000; và cuối cùng có tác động yếu nhất là hiệu quả phục vụ có β = 0,178 với Sig = 0.001 (xem thêm phụ lục 6)
3.5.5 Kiểm định T-test so sánh giá trị trung bình của các thành phần chất lượng dịch vụ tiền gửi lượng dịch vụ tiền gửi
Bảng 3.16: Giá trị trung bình của các thành phần chất lượng dịch vụ tiền gửi
One-Sample Test
Nhân tố Giá trị trung bình
Test Value = 3
T Sig. (2-tailed) Độ lệch chuẩn Hiệu quả phục vụ 3.523 15.347 0.000 0.4826 Độ tin cậy 3.464 12.625 0.000 0.5195
Đồng cảm 3.513 17.138 0.000 0.4229
Lãi suất 3.535 14.409 0.000 0.5251
Dùng kiểm định T-test để so sánh giá trị trung bình của các thành phần chất lượng dịch vụ tiền gửi đối với giá trị điểm giữa của thang đo (Bình thường = 3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các yếu tố này. Bảng kết quả kiểm định 5.1 cho thấy, theo đánh giá hiện tại của nghiên cứu, cảm nhận của khách hàng đánh giá các yếu tố tác động đến sự hài lịng của họ khơng cao, với mức ý nghĩa Sig = 0.000 ở tất cả các biến, mặc dù kết quả trung bình đều cao hơn điểm giữa của thang đo, nhưng không đạt đến giá trị Đồng ý = 4 trong bảng câu hỏi khảo sát. Trong đó, khách hàng đánh giá cao nhất hiện nay là thành phần chất lượng dịch vụ (lãi suất, phí giao dịch..) được đánh giá ở mức độ 3.535, mức độ đánh giá thấp hơn 1 chút (so với các yếu tố khác) là yếu tố hiệu quả phục vụ mean = 3.523 và đồng cảm mean = 3.513, thấp nhất là độ tin cậy với mean = 3.464. Như vậy, theo mơ hình hồi quy thì khách hàng đánh giá rất cao yếu tố đồng cảm tác động đến sự hài lòng của họ nhưng mức độ đánh giá của nhân tố này cũng thấp. Các nhân tố còn
lại cũng trên mức giữa của thang đo và có sự chênh lệnh nhau không lớn, như vậy do khách hàng đánh giá không cao các yếu tố chất lượng dịch vụ tiền gửi nên sự hài lòng của khách hàng cũng khơng cao.
3.5.6 Phân tích mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi
Bảng 3.17: Giá trị trung bình của thang đo sự hài lòng của khách hàng
đối với dịch vụ tiền gửi
Dùng kiểm định T-test so sánh giá trị trung bình của sự hài lịng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi đối với giá trị điểm giữa của thang đo (Bình thường =3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các yếu tố này. Kết quả kiểm định cho thấy mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi không cao, với mức ý nghĩa đạt Sig = 0.000. Điểm trung bình của sự hài lịng khách hàng là 3.427 điểm, lớn hơn mức giữa của thang đo nhưng chưa đạt đến giá trị Đồng ý = 4. Như vậy, khách hàng hài lịng khơng cao với chất lượng dịch vụ tiền gửi mà họ đang sử dụng.
3.6 ĐÁNH GIÁ KẾT QUẢ KHẢO SÁT
Đây là nghiên cứu chính thức về sự hài lòng của khách hàng đối với ngân hàng, trường hợp nghiên cứu đối với dịch vụ tiền gửi tại Sacombank – Chi nhánh Quận 8.
Nghiên cứu điều chỉnh thang đo Servqual của Parasuraman và các cộng sự để đo lường sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ tiền gửi tại Sacombank- Chi nhánh Quận 8. Mơ hình ban đầu gồm 6 thành phần của thang đo SERVQUAL gồm: hiệu quả phục vụ, độ tin cậy, phương tiện hữu hình, sự đảm bảo, sự cảm thơng, lãi suất với 38 biến quan sát. Sau khi kiểm tra độ tin cậy, phân tích nhân tố khám phá và cuối cùng rút trích cịn 4 nhân tố gồm: hiệu quả phục vụ, độ tin cậy, sự đồng
One-Sample
B Giá trị trung bình
Test Value = 3
T Sig. (2-tailed) Độ lệch chuẩn Sự hài lòng 3.427 12.433 0.000 0.4853
cảm và lãi suất. Từ kết quả vừa rút trích được thì phân tích hồi qui bằng phương pháp enter cho thấy sự đồng cảm có tác động mạnh nhất đến sự hài lịng của khách hàng, điều đó chứng tỏ khách hàng xem trọng yếu tố tâm lý, sự lắng nghe, tháo gỡ vướng mắc sẽ làm cho họ hài lòng hơn đối với dịch vụ tiền gửi tại Chi nhánh. Bên cạnh đó yếu tố tác động mạnh thứ hai là độ tin cậy: các thủ tục giấy tờ, thời gian xử lý, thông tin bảo mật.. là điều mà khách hàng quan tâm không kém. Yếu tố về lãi suất và hiệu quả phục vụ cũng tác động đến sự hài lòng của khách hàng khi tham gia dịch vụ tiền gửi tại Sacombank – Chi nhánh Quận 8
Kết quả nghiên cứu cũng giúp cho Chi nhánh ngân hàng (nhà quản lý) hiểu rõ các thành phần, mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ, cảm nhận giá cả, sự thỏa mãn khách hàng, từ đó có các chiến lược phù hợp nhằm nâng cao sự hài lòng của khách hàng cũng như thu hút khách hàng tiềm năng, tạo sự gắn kết bền lâu.
Nghiên cứu cũng cho thấy giá trị trung bình của thang đo sự hài lòng của khách hàng là 3.427 điểm, lớn hơn mức giữa của thang đo Likert 5 điểm nhưng không cao và chưa đạt đến giá trị Đồng ý = 4 trong bảng câu hỏi khảo sát. Khách hàng hài lịng khơng cao với chất lượng dịch vụ tiền gửi mà Chi nhánh đang cung cấp.
3.7 ĐÁNH GIÁ HOẠT ĐỘNG CUNG ỨNG DỊCH VỤ TIỀN GỬI CỦA SACOMBANK – CN QUẬN 8 SACOMBANK – CN QUẬN 8
3.7.1 Những mặt đạt được trong hoạt động cung ứng dịch vụ tiền gửi