3.2 Kết quả nghiên cứu
3.2.6 Kiểm định mơ hình nghiên cứu bằng hồi quy bội
3.2.6.1 Phân tích tương quan Pearson
Phân tích tương quan Pearson dùng để xác định mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Trong phân tích tương quan Pearson khơng có sự phân biệt giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Nếu giữa hai biến có tương quan chặt chẽ với nhau thì trong phân tích hồi quy cần phải chú ý đến hiện tượng đa cộng tuyến7.
7
Trong mơ hình hồi quy bội chúng ta giả thuyết là các biến giải thích trong mơ hình khơng có tương quan với nhau. Nếu có hiện tượng một biến giải thích trong mơ hình có tương quan với một biến giải thích khác thì có nghĩa mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng đa cộng tuyến gây ra một số hậu quả tiêu cực
Bảng 3.12: Kết quả phân tích tương quan Pearson
Correlations
REL RES ASU TAN EMP PRI SAS
REL Pearson Correlation 1 -.044 .042 -.052 .055 -.025 .306**
RES Pearson Correlation -.044 1 .025 -.064 .029 .249* .325**
ASU Pearson Correlation .042 .025 1 .142 .181 .255** .405**
TAN Pearson Correlation
-.052 -.064 .142 1 -.029 .156 .142
EMP Pearson Correlation .055 .029 .181 -.029 1 .019 .340**
PRI Pearson Correlation -.025 .249* .255** .156 .019 1 .348**
SAS Pearson Correlation .306** .325** .405** .142 .340** .348** 1
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Xem xét ma trận tương quan giữa các biến cho thấy nhìn chung giữa các biến độc lập có mức độ tương quan với nhau thấp (hệ số tương quan nhỏ hơn 0.3) tuy nhiên cũng có những biến tương quan với nhau đáng chú ý như biến RES tương quan mạnh nhất với biến PRI (0.249), biến ASU tương quan mạnh nhất với biến PRI (0.255). Tương quan giữa biến SAS với 5 biến độc lập (REL, RES, ASU, EMP, PRI) tương đối mạnh và tương quan với biến TAN tương đối thấp do đó thỏa điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy. Tuy nhiên hai cặp biến PRI và RES, ASU và PRI cần được chú ý về hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
3.2.6.2 Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy
R2 điều chỉnh từ R2 được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại như R2
. Quan sát kết quả hồi quy cho thấy giá trị của R2 hiệu chỉnh nhỏ hơn giá trị của R2
do đó dùng R2 hiệu chỉnh để xác định mức độ phù hợp của mơ hình sẽ an tồn hơn vì tránh được sự phóng đại mức độ phù hợp của mơ hình. Hệ số R2
hiệu chỉnh bằng 43.4% cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với dữ liệu là 43.4% hay nói một cách khác 6 biến đưa vào mơ hình giải thích được 43.4% sự khác biệt trong sự thỏa mãn của khách hàng.
Bảng 3.13: Bảng kết quả sự phù hợp của mơ hình Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 .684a .468 .434 .773
a. Predictors: (Constant), PRI, EMP, REL, TAN, RES, ASU
3.2.6.3 Kiểm định mơ hình hồi quy
Kiểm định F là thước đo ý nghĩa chung của mơ hình hồi quy và cũng là kiểm định ý nghĩa của R2. Chúng ta có hai giả thuyết: Giả thuyết H0: R2 = 0 và giả thuyết H1: R2 # 0. Căn cứ vào bảng 3.15 cho thấy trị thống kê F có mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0.000), do đó bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội là phù hợp.
Bảng 3.14: Kết quả kiểm định F
ANOVAb
Model
Sum of
Squares Df Mean Square F Sig.
1 Regression 49.926 6 8.321 13.929 .000a
Residual 56.750 95 .597
Total 106.676 101
a. Predictors: (Constant), PRI, EMP, REL, TAN, RES, ASU b. Dependent Variable: SAS
Hệ số phóng đại phương sai VIF rất nhỏ (nhỏ hơn 10) nên các biến độc lập trong mơ hình khơng có mối quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó mối quan hệ giữa các biến độc lập không làm ảnh hưởng đáng kể đến mức độ giải thích của mơ hình hồi quy.
Bảng 3.15: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2.474 .783 3.161 .002 REL .113 .028 .303 4.033 .000 .990 1.010 RES .125 .034 .283 3.636 .000 .924 1.082 ASU .089 .026 .272 3.422 .001 .889 1.125 TAN .095 .063 .115 1.500 .001 .949 1.054 EMP .109 .031 .265 3.473 .001 .961 1.041 PRI .139 .058 .193 2.381 .019 .856 1.168
a. Dependent Variable: SAS
Sau cùng, kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin Watson cho thấy giá trị giá trị d là 1.865. Như vậy phần dư của mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan vì hệ số Durbin Watson nằm trong khoảng cho phép (1 < Durbin Watson <3).
Bảng 3.16: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan
Model Summaryb
Model R R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson
1 .684a .468 .434 .773 1.865
a. Predictors: (Constant), PRI, EMP, REL, TAN, RES, ASU b. Dependent Variable: SAS
3.2.6.4 Giải thích phương trình hồi quy
Từ kết quả hồi quy tuyến tính bội rút ra được mối quan hệ nhân quả giữa biến độc lập SAS (sự hài lòng của khách hàng) với 6 nhân tố (REL, RES, ASU, TAN, EMP, PRI) như sau:
SAS = 2.474 + 0.113 REL + 0.125RES + 0.89ASU + 0.95TAN + 0.109EMP + 0.139PRI
REL: Sự tin cậy RES: Sự đáp ứng ASU: Sự đảm bảo
TAN: Phương tiện hữu hình EMP: Sự cảm thơng
PRI: Giá cả cảm nhận
Hệ số Beta chuẩn hóa của các biến độc lập có dấu dương cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều đến sự hài lòng của khách hàng. Bên cạnh đó, cả 6 biến độc lập trong mơ hình đều có mức ý nghĩa sig. < 0.05 thể hiện chúng có tác động đến sự thỏa mãn của khách hàng. Với các giả thuyết đặt ra ban đầu là H1.1, H1.2, H1.3, H1.4, H1.5, H1.6 và H2 thì kết quả này đã kiểm định và chấp nhận các giả thuyết trên.
Phương trình hồi quy với hệ số Beta chuẩn hóa có dạng sau:
SAS = 0.303REL + 0.283RES + 0.272ASU + 0.115TAN + 0.265EMP + 0.193PRI
Từ phương trình trên cho thấy yếu tố tin cậy có tác động mạnh nhất đến sự thỏa mãn của khách hàng về chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp, thành phần giá cả cảm nhận có tác động ít nhất đến sự thỏa mãn khách hàng trong các yếu tố đưa vào mơ hình.
3.2.7 Kết quả đo lƣờng chất lƣợng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp tại BIDV- CNSGD2
Kết quả nghiên cứu cho thấy sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp chịu tác động bởi các nhân tố: nhân tố tin cậy, đáp ứng, đảm bảo, phương tiện hữu hình, sự cảm thơng và giá cả cảm nhận. Phương trình hồi quy tuyến tính thể hiện mối quan hệ giữa sự thỏa mãn của khách hàng về chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp như sau:
SAS = 0.303REL + 0.283RES + 0.272ASU + 0.115TAN + 0.265EMP + 0.193PRI
hơn các nhân tố khác. Điều này thể hiện rằng trong lĩnh vực kinh doanh ngân hàng, lòng tin của doanh nghiệp hết sức quan trọng đến sự phát triển của ngân hàng, họ chỉ giao dịch khi thấy an toàn và tin tưởng. Thành phần phương tiện hữu hình có hệ số Beta là 0.115, thấp nhất trong các yếu tố cho thấy phương tiện hữu hình ít có tác động đến sự thỏa mãn của khách hàng. Với sự phát triển của công nghệ ngân hàng và điều kiện cạnh tranh như hiện nay khách hàng ít phải đến ngân hàng giao dịch trực tiếp mà có thể giao dịch thơng qua ngân hàng điện tử hoặc nhân viên ngân hàng đến tận trụ sở của khách hàng để nhận các tài liệu liên quan đến giao dịch của khách hàng để về làm thủ tục. Do đó khách hàng doanh nghiệp ít quan tâm đến cơ sở vật chất của ngân hàng hoặc ngoại hình của nhân viên.
Kết quả đo lường sự hài lòng của khách hàng doanh nghiệp về chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp được thể hiện ở bảng dưới đây:
Bảng 3.17: Kết quả đo lường chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp
Statistics
REL RES ASU TAN EMP PRI SAS
N Valid 102 102 102 102 102 102 102 Missing 0 0 0 0 0 0 0 Mean 3.01 2.73 3.52 3.01 2.76 3.51 3.07 Std. Deviation .692 .582 .782 .623 .625 .712 .343 Minimum 1 1 1 2 1 2 2 Maximum 5 4 5 5 4 5 4
Để thuận tiện cho việc xem xét ta quy ước như sau: Mean dưới 3: Dưới mức trung bình
Mean từ 3 đến dưới 4: Mức trung bình Mean từ 4 đến 5: Mức cao
Bảng thống kê mô tả trên cho thấy khách hàng đánh giá chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp ở mức trung bình là 3.07 và có mức độ đồng đều tương đối. Trong các nhân tố cấu thành chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp thì sự đảm
bảo được đánh giá cao nhất (giá trị trung bình là 3.52), bên cạnh đó nhân tố giá cả cảm nhận cũng được đánh giá với giá trị trung bình xấp xỉ với nhân tố sự bảo đảm là 3.51. Tuy nhiên giá trị trung bình này chỉ cao hơn các nhân tố còn lại, còn sự hài lòng của khách hàng đối với 2 nhân tố này chỉ ớ mức trung bình. Hai nhân tố có giá trị trung bình bằng nhau và thể hiện sự hài lịng của khách hàng ở mức trung bình là nhân tố tin cậy và phương tiện hữu hình (cùng đạt giá trị 3.01). Nhân tố sự đảm bảo và sự cả thông được khách hàng đánh giá dưới mức trung bình, trong đó nhân tố sự đảm bảo được khách hàng đánh giá thấp nhất. Nhìn chung các đánh giá của khách hàng về các nhân tố cấu thành chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp tương đối khơng tương đồng thể hiện qua độ lệch chuẩn cao.
Tóm tắt chƣơng 3
Trên cơ sở nền tảng của mơ hình đo lường chất lượng dịch vụ của SERVPERF của Cronin và Taylor, luận văn đã phát triển mơ hình đo lường chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp tại BIDV-CNSGD2 gồm 6 nhân tố (sự tin cậy, sự đảm bảo, sự đáp ứng, phương tiện hữu hình, sự cảm thơng và giá cả cảm nhận).
Phương pháp nghiên cứu bao gồm 2 bước: nghiên cứu sơ bộ (bằng phương pháp định tính) và nghiên cứu chính thức (bằng phương pháp định lượng). Thơng qua bước nghiên cứu sơ bộ 6 nhân tố được đưa vào mơ hình để đánh giá chất lượng dịch vụ và 24 thang đo được sử dụng để đo lường các nhân tố. Bảng câu hỏi được phát đi và thu về 102 phiếu ý kiến hợp lệ.
Nghiên cứu chính thức được tiến hành qua 3 bước: kiểm tra hệ số Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, tiến hành hồi quy bội và kiểm định mơ hình hồi quy. Sau khi phân tích thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha từ 24 thang đo ban đầu lựa chọn được 20 thang đo đạt yêu cầu. Phân tích nhân tố khám phá EFA rút trích được 6 nhân tố như ban đầu là sự tin cậy, sự đảm bảo, sự đáp ứng, phương tiện hữu hình, sự cảm thơng, giá cả cảm nhận. Kiểm định mơ hình bằng hồi quy bội cho kết quả R2 hiệu chỉnh bằng 43.4%, mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, tự tương quan.
Kết quả của mơ hình cho thấy sự hài lịng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp tại BIDV-CNSGD2 được tác động bởi 6 nhân tố là: sự tin cậy, sự đảm bảo, sự đáp ứng, phương tiện hữu hình, sự cảm thơng, giá cả cảm nhận. Trong đó nhân tố sự đảm bảo có tác động mạnh nhất và nhân tố phương tiện hữu hình có tác động ít nhất.
CHƢƠNG 4: KIẾN NGHỊ VỀ VIỆC NÂNG CAO CHẤT LƢỢNG DỊCH VỤ TÍN DỤNG TẠI NGÂN HÀNG TMCP ĐẦU TƢ VÀ PHÁT TRIỂN CHI NHÁNH SỞ GIAO DỊCH 2
4.1 Kiến nghị
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng nâng cao chất lượng dịch vụ là yếu tố tác động mạnh nhất đến sự thỏa mãn của khách hàng. Làm cho khác hàng thỏa mãn lại là một yếu tố quyết định sự sống còn của các ngân hàng trong thị trường cạnh tranh cao như hiện nay. Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam đang trong bước chuyển mình từ sau cổ phần hóa với mục tiêu là trờ thành tập đồn tài chính ngân hàng hàng đầu Việt Nam và khu vực do đó nâng cao chất lượng dịch vụ tín dụng là một trong những yếu tố quan trọng để đưa mục tiêu đó thành sự thật.
4.1.1 Kiến nghị đến BIDV-CNSGD2
Chi nhánh Sở Giao Dịch 2 được Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam là chi nhánh trọng điểm của khu vực Miền Nam với định hướng chủ yếu là phục vụ nhu cầu tín dụng cho doanh nghiệp. Chính vì thế nghiên cứu việc nâng cao chất lượng dịch vụ tín dụng doanh nghiệp tại Chi nhánh là hết sức cần thiết để chỉ ra những thành quả đã đạt được và những hạn chế để có biện pháp khắc phục từ đó góp phần nâng cao hiệu quả kinh doanh. Sau khi xử lý số liệu điều tra từ 102 doanh nghiệp đang quan hệ tín dụng tại Chi nhánh cho thấy một số yếu tố về chất lượng dịch vụ cần hoàn thiện theo ý kiến khách hàng do đó luận văn đưa ra một số kiến nghị như sau:
4.1.1.1 Nâng cao khả năng phục vụ của đội ngũ nhân viên
Năng lực phục vụ và thái độ của nhân viên có vai trị quan trọng, đặc biệt là sự sẵng sàng đáp ứng nhanh chóng, nhiệt tình các yêu cầu của khách hàng. Doanh nghiệp khơng thể quan sát, đánh giá quy trình nội bộ của ngân hàng mà chỉ thông qua nhân viên giao dịch. Do đó, để nâng cao năng lực phục vụ của nhân viên Chi nhánh cần chú ý một số điểm sau:
- Xây dựng các khóa đào tạo chun mơn thường xuyên cho đội ngũ nhân viên. Qua các khóa đào tạo này giúp nâng cao trình độ, hiểu biết về sản phẩm dịch vụ của ngân hàng, nhu cầu của doanh nghiệp từ đó có thề tư vấn, giải đáp các thắc mắc của doanh nghiệp một cách tốt nhất trong quá trình họ sử dụng dịch vụ.
- Tăng cường đào tạo các kỹ năng mềm cho nhân viên các bộ phân trực tiếp tiếp xúc với khách hàng.
- Tăng cường giáo dục về đạo đức nghề nghiệp cho nhân viên tín dụng. Ngân hàng là lĩnh vực địi hỏi sự minh bạch và chuyên nghiệp cao do đó việc nâng cao đạo đức kinh doanh của đội ngũ nhân viên là vấn đề quan trọng. Nếu nhân viên tín dụng lợi dụng quyền hạn của mình trong cơng việc để gây khó khăn cho doanh nghiệp trong việc tiếp cận dịch vụ tín dụng để tư lợi cho cá nhân sẽ gây giảm chất lượng dịch vụ, giảm sự hài lịng của khách hàng. Bên cạnh đó, trong thị trường cạnh tranh mạnh mẽ như hiện những khách hàng tốt có thể dễ dàng tiếp cận dịch vụ tín dụng của các ngân hàng đối thủ, từ đó ngân hàng có xu hướng sẽ quy tụ tồn khách hàng xấu (những khách hàng sẵn sàng trả những “chi phí ngầm” để tiếp cận nguồn vốn tín dụng).
- Làm tốt cơng tác tuyển dụng để tuyển được các nhân viên giỏi nghiệp vụ và có đạo đức nghề nghiệp.
- Quan tâm đến chính sách đãi ngộ đối với nhân viên để họ hài lòng làm việc và khi họ hài lịng thì cũng nâng cao chất lượng phục vụ khách hàng.
- Khen thưởng đối với các nhân viên có nỗ lực trong việc làm hài lịng khách hàng.
4.1.1.2 Đảm bảo sự cạnh tranh về giá
Yếu tố giá cả có tác động đến sự hài lòng của khách hàng và được khách hàng đánh giá cao nhất trong các nhân tố cấu thành chất lượng dịch vụ tín dụng (mức độ hài lịng trung bình của mẫu điều tra là 3.51).
- Làm tốt cơng tác huy động vốn trong đó cần chú ý phát triển các khoản tiền gửi thanh toán. Giá cả của khoản vay là hàm số của các biến như chi phí huy động
vốn, chi phí hoạt động, chi phí quản lý khoản vay, mức độ rủi ro của từng khách