CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM VÀ VẤN ĐỀ CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ NGÂN HÀNG BÁN LẺ
3.2. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank
3.2.5. Kết quả phân tích dữ liệu
Trong phần này nghiên cứu tiến hành phân tích độ tin cậy thang đo và phân tích nhân tố khám phá (EFA). Kết quả phân tích này có ý nghĩa xây dựng thang đo phù hợp, điều chỉnh mô hình nghiên cứu các nhân tố nếu có. Từ kết quả này tiến hành bước cuối cùng phân tích hồi quy nhằm đánh giá tác động của các nhân tố đến chất lượng dịch vụ NHBL của Vietcombank.
Bảng 3.18. Tóm tắt độ tin cậy thang đo
Nhân tố Alpha
Sản phẩm, dịch vụ_sanpham (α=0.920; n=6)
Năng lực phục vụ_nangluc (α=0.855; n=4)
Tài sản hữu hình_huuhinh (α=0.786; n=5)
Sự cảm thông_camthong (α=0.813; n=6)
Giá cả dịch vụ_giaca (α=0.843; n=4)
Chiêu thị_chieuthi (α=0.758; n=5)
Chất lượng dịch vụ NHBL_chatluong (α=0.680; n=4)
Tổng số thang đo 34
Nguồn: Trích xuất dữ liệu SPSS 22
Kết quả bảng 3.23 cho thấy mô hình nghiên cứu có 07 nhóm nhân tố 34 thang đo cho các biến độc lập và chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ của Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam. Sau khi thực hiện đánh giá lần lượt các hệ số Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng thể, Cronbach's Alpha nếu loại biến này, kết quả cho thấy tất cả các thang đo các nhóm nhân tố độc lập đều đảm bảo yêu cầu thống kê về độ tin cậy theo lý thuyết và tất cả các thang đo biến phụ thuộc đều đạt được độ tin cậy như kỳ vọng. Vì vậy, 34 thang đo biến độc lập và phụ thuộc đều đạt độ tin cậy và tạo điều kiện để tiếp tục sử dụng vào các phân tích và kiểm định tiếp theo.
Kết quả bảng 3.19 cho thấy tất cả các thang đo biến độc lập đều hội tụ (giải
thích 61.980% độ hội tụ của các nhân tố độc lập trong mô hinh hồi quy), hệ số KMO (0.735>0.6) và Sig <0.05, phương sai trích (>2), Eigenvalues, độ phân biệt của các thang đo >0.5 đều đáp ứng yêu cầu lý thuyết đề ra. Trong đó nhân tố sự cảm thông (6) có độ phân biệt từ 0.643-0.789; sản phẩm, dịch vụ (6) có độ phân biệt 0.786-0.908; tính hữu hình (5) với độ phân biệt 0.626-0.763; chiêu thị (5) có độ phân biệt trong khoảng 0.548-0.805; Năng lực phục vụ (4) có độ phân biệt từ 0.803- 0.852; giá cả (4) có độ phân biệt từ 0.742-0.836. Thực hiện phân tích nhân tố (EFA) cho thấy mô hình nghiên cứu không hình thành nên các nhân tố khác mà vẫn giữ nguyên các nhân tố trong mô hình lý thuyết đề xuất với 06 nhóm nhân tố độc lập:
Sự cảm thông; Sản phẩm, dịch vụ; Năng lực phục vụ; Tính hữu hình; giá cả; Chiêu thị là các nhóm nhân tố chính thức đã được điều chỉnh sử dụng để kiểm định, phân tích mô hình hồi quy, đề xuất các khuyến nghị.
Bảng 3.19. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3 4 5 6
SP2 .908
SP3 .858
SP5 .852
SP4 .828
SP6 .810
SP1 .786
CT1 .789
CT3 .734
CT2 .727
CT4 .707
CT6 .653
CT5 .643
NL3 .852
NL1 .841
NL2 .813
NL4 .803
HH2 .763
HH3 .752
HH1 .750
HH4 .679
HH5 .626
GC1 .836
GC2 .816
GC3 .795
GC4 .742
QC4 .805
QC1 .712
QC2 .705
QC5 .675
QC3 .548
Phương sai trích 4.366 3.185 2.846 2.795 2.783 2.618 Eigenvalues 14.555 10.617 9.486 9.318 9.277 8.728 Độ hội tụ 14.555 25.172 34.657 43.976 53.253 61.980
Hệ số KMO 0.735 Sig. 0.000
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm SPSS 22
Thực hiện phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với biến phụ thuộc chất lượng dịch ngân hàng bán lẻ của Vietcombank (bao gồm 4 thang đo) tương tự cũng dựa trên các tiêu chí như độ hội tụ, hệ số KMO và Sig., phương sai trích, Eigenvalues. Sau khi tiến hành chạy phân tích nhân tố, kết quả cho thấy KMO và Sig., phương sai trích đều đáp ứng lý thuyết. Các nhân tố hội tụ cho thấy rằng các thang đo biến phụ thuộc không thay đổi so với mô hình lý thuyết. Do đó, thang đo biến phụ thuộc ban đầu là hợp lý, thõa mãn điều kiện nghiên cứu.
Bảng 3.20. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) biến phụ thuộc
KMO 0.736
Chi-Square 157.544
Phương sai trích 2.040
Độ hội tụ 51.007
Sig. .000
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm SPSS 22
Tiến hành thảo luận nhóm, phỏng vấn sâu với 10 chuyên gia. Kết quả phỏng vấn, thảo luận cho thấy các chuyên gia đồng ý về các thang đo chính thức và đánh giá sự phù hợp của các nhóm nhân tố ảnh hưởng đến. Nhìn chung có thể thấy các thang đo phù hợp và có ý nghĩa, các nhóm nhân tố phản ánh khá đầy đủ các khía cạnh của dịch vụ mà Vietcombank cung cấp.
Bảng 3.21. Tóm tắt kết quả phân tích thang đo
Nhân tố Phương
sai trích KMO Eigenv alues
Độ hội tụ
Sản phẩm, dịch vụ_sanpham 4.366
0.735
14.555 14.555
Sự cảm thông_camthong 3.185 10.617 25.172
Năng lực phục vụ_nangluc 2.846 9.486 34.657
Tài sản hữu hình_huuhinh 2.795 9.318 43.976
Giá cả dịch vụ_giaca 2.783 9.277 53.253
Chiêu thị_chieuthi 2.618 8.728 61.980
Chất lượng dịch vụ NHBL_chatluong 2.040 0.736 51.007 Nguồn: Trích xuất dữ liệu SPSS 22
3.2.5.2. Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Giả định không có hiện tượng tương quan và tự tương quan
Phân tích tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc: Sự cảm thông;
Sản phẩm, dịch vụ; Năng lực phục vụ; Tính hữu hình; giá cả; Chiêu thị và biến phụ thuộc chất lượng dịch ngân hàng bán lẻ của Vietcombank, nghiên cứu đã sử dụng hệ số tương quan tuyến tính r (Karl Pearson, 1897). Kết quả cho thấy các nhân tố đều có các giá trị sig tương ứng thõa mãn yêu cầu thống kê với mức ý nghĩa 5%.
Do vậy mà các biến độc lập, phụ thuộc trong mô hình không tương quan nhau và không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định tự tương quan sử dụng thống kê Durbin-Watson. Thống kê với 280 mẫu quan sát và 06 biến độc lập cho kết quả du = 1.755.
Để hiện tượng tự tương quan không xảy ra thì giá trị kiểm định phải năm trong khoảng giá trị theo lý thuyết (du, 4 - du) tức (1.755, 2.145). Kết quả phân tích cho thấy giá trị Durbin-Watson = 1.804 thỏa mãn yêu cầu kiểm định. Như vậy bác bỏ giả thiết Ho: có hiện tượng tự tương quan. Như vậy các biến độc lập là phù hợp để giải thích tác động của chúng đến mô hinh hồi quy.
Giả định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình cho thấy hệ số R2 lần lượt là 50.3%. Như vậy có thể thấy chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình hồi quy ở mức trung bình (Bảng 3.22). Nguyên nhân là do hạn chế về thời gian, cơ mẫu nghiên cứu, không gian nghiên cứu, quan điểm đánh giá của đối tượng khảo sát có sự khác biệt ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.
Tuy nhiên, tiến hành các kiểm định F và kiểm định t các mô hình hồi quy cho các giá trị Sig. của F = 0.000 < 0.05 cho thấy các nhân tố độc lập và kiểm soát giải thích
phù hợp chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ của Vietcombank. Như vậy có thể thấy mô hình hồi quy thực nghiệm đưa ra phù hợp với các giả thiết của các nghiên cứu trước đây.
Bảng 3.22. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy Mô hình hồi quy
Mô hình R R2
R2 Hiệu chỉnh
Kiểm định F
Durbin- Watson F
thay đổi df1 df2 Sig. F
1 .709a .503 .492 46.061 6 273 .000 1.804
Nguồn: Trích xuất dữ liệu SPSS 22
Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến thông qua giá trị của độ chấp nhận (Tolerance) hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor):
VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Kết quả phân tích cho thấy mô hình đều không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Giả định không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi phần dư Để đánh giá mô hình hồi quy có vi phạm giả định này hay không, sẽ sử dụng kiểm định tương quan hạng Spearman giữa phần dư chuẩn hóa với các biến độc lập.
Nếu giá trị sig tương quan Spearman giữa phần dư chuẩn hóa (ABSRES) với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05, ta có thể kết luận rằng không có hiện tượng phương sai thay đổi xảy ra, trường hợp có ít nhất 1 giá trị sig nhỏ hơn 0.05, khi đó mô hình hồi quy đã vi phạm giả định phương sai không đổi.
Bảng 3.23. Kiểm định phương sai của sai số thay đổi phần dư
ABSRES Camthong sanpham nangluc giaca Huuhinh quangcao
1.000 -.049 .007 .009 .013 -.036 .032
. .412 .905 .887 .828 .554 .592
280 280 280 280 280 280 280
-.049 1.000 .006 .029 -.015 -.001 .300**
Nguồn: Trích xuất dữ liệu SPSS 22
Tất cả giá trị sig mối tương quan hạng giữa ABSRES với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05, do đó phương sai phần dư là đồng nhất, giả định phương sai
không đổi không bị vi phạm.
3.2.5.3. Phân tích mô hình hồi quy
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố EFA, phân tích tương quan, thực hiện chuỗi các kiểm định mô hình các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch ngân hàng bán lẻ của Vietcombank.
Nghiên cứu tiến hành phân tích hồi quy theo phương pháp Regression/Enter Remove. Nghiên cứu này lựa chọn mô hình hồi quy chuẩn hóa, do mô hình này mang ý nghĩa kinh tế hơn mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa. Đối với phương trình dạng này, các hệ số hồi quy phản ánh mức độ, thứ tự ảnh hưởng của mình đến biến phụ thuộc.
Từ phương trình hồi quy chuẩn hóa, chúng ta sẽ biết được biến nào ảnh hưởng mạnh hay yếu đến biến phụ thuộc căn cứ vào hệ số hồi quy chuẩn hóa, hệ số càng lớn thì tầm quan trọng của biến càng cao.
Bảng 3.24. Hệ số của mô hình hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa
t Sig.
B Std.
Error Beta
Hệ số chặn -.056 .235 -.239 .811
Camthong .153 .041 .170 3.762 .000
sanpham .092 .032 .125 2.854 .005
nangluc .210 .034 .267 6.140 .000
giaca .236 .036 .305 6.629 .000
Huuhinh .248 .038 .305 6.607 .000
chieuthi .126 .038 .158 3.353 .001
Nguồn: Trích xuất dữ liệu SPSS 22
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trong bảng 3.24 cho thấy sự tồn tại mối quan hệ khăng khít của các biến độc lập và biến phụ thuộc. Dưới đây là phương trình hồi quy của mô hình nghiên cứu thực nghiệm.
Kết quả phương trình hồi quy cho thấy các nhân tố đều có tác động tích cực và
giải thích tốt ý nghĩa tác động của chúng đến chất lượng dịch vụ NHBL của Vietcombank. Nhân tố giải thích tốt nhất chất lượng dịch vụ NHBL là Tính hữu hình_huhinh (β5=0.248) và đảm bảo ý nghĩa thống kê mức 5%. Nhân tố giá cả_giaca tác động tích cực và giải thích 23.6% ý nghĩa chất lượng dịch vụ NHBL (β5=0.236;
5%). Tiếp theo, nhân tố năng lực phục vụ cũng có mối tương quan thuận chiều đối với biến phụ thuộc (β1=0.210, 5%). Nhân tố sự cảm thông_camthong tác động tích cực đến mô hình hồi quy có hệ số hồi quy là β1= 0.153 có ý nghĩa thống kê giải thích 15.3% ý nghĩa chất lượng dịch ngân hàng bán lẻ của Vietcombank. Nhân tố Chiêu thị (Chieuthi) tác động tích cực đến biến phụ thuộc, giải thích 12.6% ý nghĩa sự thay đổi của biến phụ thuộc (β4=0.126). Nhân tố sản phẩm, dịch vụ_sanpham cũng tác động tích cực đến mô hình nghiên cứu với hệ số hồi quy thấp nhất (β2=0.092). Các biến nghiên cứu giải thích 50.3% ý nghĩa của mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch ngân hàng bán lẻ của Vietcombank.
TÓM TẮT CHƯƠNG 3
Trong chương này nghiên cứu đã đề cập đến thực trạng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank gồm 2 nội dung chính: tình hình kinh doanh bán lẻ của Vietcombank và đánh giá tình hình dịch vụ ngân hàng bán lẻ của Vietcombank. Bên cạnh đó, phần quan trọng còn lại của chương là phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank. Chương này làm cơ sở để đề xuất các giải pháp và khuyến nghị ở chương 4 và chương 5.