CHƯƠNG I:CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ THỰC TIỄN VỀ SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG ĐỐI VỚI DỊCH VỤ NGÂN HÀNG BÁN LẺ
CHƯƠNG 2:ĐÁNH GIÁ SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG ĐỐI VỚI DỊCH VỤ NGÂN HÀNG BÁN LẺ TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM
2.4. Đánh giá sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại
2.4.4. Đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố ảnh hưởng hưởng đến sự hài lòng của khách hàng về dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng nhân tố, tôi tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy mà tôi áp dụng là mô hình hồi quy đa biến (mô hình hồi quy bội). Tôi muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố trên đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huếbằng phân tích hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích.
Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Sự hài lòng của khách hàng”, các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát bằng phương pháp tính trung bình. Mô hình hồi quy như sau:
HL= β0 + β1HH+ β2DU+ β3TC+ β4G+ β5DC+ β6NLPV+ ei Trong đó:
- HL: Giá trị của biến phụ thuộc là “Sự hài lòng của khách hàng”
- HH: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là ảnh hưởng của “Phương tiện hữu hình” đếnsự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
- DU: Giá trị của biến độc lập thứ hai là ảnh hưởng của “Tính đáp ứng” đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
- TC: Giá trị của biến độc lập thứ ba là ảnh hưởng của “Sự tin cậy” đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
- G:Giá trị của biến độc lập thứ tư là ảnh hưởng của “Giá” đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
- DC: Giá trị của biến độc lập thứ năm là ảnh hưởng của “Mức độ đồng cảm”
đến sự hài lòng của khách hàng với vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
- NL: Giá trị của biến độc lập thứ sáu là ảnh hưởng của “Năng lực phục vụ”
đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế.
- ei: là ảnh hưởng của các nhân tố khác tới sự hài lòng của khách hàng nhưng không được đưa vào mô hình nghiên cứu.
Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố chính không có mối tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H1: Nhân tố “Phương tiện hữu hình” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H2: Nhân tố “Tính đáp ứng” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H3: Nhân tố “Sự tin cậy” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H4: Nhân tố “Giá” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H5: Nhân tố “Mức độ đồng cảm” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
H6: Nhân tố “Năng lực phục vụ” có tương quan đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
2.4.4.1. Kiểm định mô hình
Kiểm định giá trị độ phù hợp
Từ kết quả các bảng dưới đây, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị Sig. <
0.05, chứng tỏ là mô hình phù hợp và cùng với đó là R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0.540; có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 54.0% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích ở mức khá cao.
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
Bảng 2.16. Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế
Mô
hình R R2
R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của dự báo Durbin- Watson
1 0,770(a) 0,593 0,576 0,31542 1,726
a. Các nhân tố dự đoán: (Hằng số), TC, DU, NLPV, DC, HH, G
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Kiểm định F
Giả thuyết H0 đặt ra đó là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 =β6 =0.
Bảng 2.17: Kết quả kiểm định F
Mô hình Tổng
bình phương Df
Trung bình
bình phương F Sig.
Hồi quy 20,748 6 3,458 34,757 0,000(a)
Số dư 14,227 143 0,099
Tổng 34,975 149
a. Các nhân tố dự đoán: (Hằng số), TC, DU, NLPV, DC, HH
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không.
Ngoài ra, hệ số tương quan dưới đây cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả các nhân tố đều cho kết quả Sig. < 0,05; điều này chứng tỏ rằng có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 đối với các nhân tố này, hay các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 được chấp nhận ở mức ý nghĩa là 95%.
2.4.4.2. Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư - Phương sai của phần dư không đổi
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
Biểu đồ 2.8. Biểu đồ P – P plot của hôi quy phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ 2.8,thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là không đổi.
Phần dư có phân phối chuẩn
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Biểu đồ 2.9. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ 2.9cho ta thấy trong mô hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn = 0,983 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:
H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0.
Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1,726. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1,6 đến 2,6.
Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan. Như vậy mô hình không vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định hệ số tương quan
Bảng 2.18. Kết quả kiểm định Pearson’s mối tương quan giữa biến phụ thuộcvà các biến độc lập
HH DU TC G DC NLPV
Mức độ hài lòng của khách hàng
Hệ số tương quan 0,411** 0,494** 0,514** 0,525** 0,379** 0,344**
Sig. (2 phía) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
N 150 150 150 150 150 150
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Kiểm định mối tuơng quan dùng để xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập cũng như giữa những biến độc lập với nhau.
Mô hình hồi quy tốt là mô hình có hệ số tuơng quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập lớn, thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa các biến với nhau, và điều này cũng chỉ ra rằng phân tích hồi quy là phù hợp.
Nhìn vào bảng ở trên, ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc khá cao, nằm trong khoảng từ 0,344 đến 0,525. Giá trị thấp nhất là 0,344.
Điều này chỉ ra rằng mô có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và việc đưa các biến độc lập vào mô hình là đúng, vì nó có ảnh huởng nhất định đến biến phụ thuộc. Điều này cho ta thấy rằng mức độ hài lòng của khách hàng chủ yếu bị tác động bởi các nhân tố nêu trên, nên trong quá trình phân tích sự ảnh hưởng, đề tài sẽ tập trung nghiên cứu những nhân tố này.
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.19. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mô hình Đo lường đa cộng tuyến
Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Hằng số)
Phương tiện hữu hình 0.736 1.358
Mức độ đáp ứng .0753 1.327
Sự tin cậy 0.726 1.378
Giá 0.624 1.604
Mức độ đồng cảm 0.798 1.253
Năng lực phục vụ 0.905 1.105
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.
2.4.4.3. Kết quả phân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố
Bảng 2.20. Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá
Hệ số hồi quy chuẩn hoá
T Sig,
B Std,
Error Beta
Hằng số -0.147 0.312 -.470 0.639
Phương tiện hữu hình 0.124 0.039 0.199 3.201 0.002
Mức độ đáp ứng 0.138 0.035 0.244 3.976 0.000
Sự tin cậy 0.387 0.064 0.378 6.033 0.000
Giá 0.157 0.063 0.169 2.504 0.013
Mức độ đồng cảm 0.082 0.050 0.098 1.645 0.102
Năng lực phục vụ 0.154 0.042 0.206 3.665 0.000
Biến phụ thuộc: Sự hài lòng của khách hàng
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
Qua bảng trên, có thể nhận thấy rằng nhân tố “Mức độ đồng cảm” có giá trị Sig. = 0,102> 0,05. Tức là nhân tố “Mức độ đồng cảm” không ảnh hưởng đến sự hài lòng của khác hàng.Từ những phân tích trên, ta có được phương trình mô tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huếnhư sau:
HL= -0,147 + 0,124HH + 0,138DU+ 0,387TC+ 0.157G+ 0,154NLPV Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huếcó thể nhận thấy hệ số β1 = 0,124 có nghĩa là khi Nhân tố 1thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không đổi thì làm sự hài lòng của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,124 đơn vị. Đối với Nhân tố 2có hệ số β2 = 0,138 cũng có nghĩa là Nhân tố 2thay đổi 1 đơn vị thì làm sự hài lòng của khách hàng cũng thay đổi cùng chiều 0,138 đơn vị. Giải thích tương tự đối với các biến còn lại (trong trường hợp các nhân tố còn lại không đổi).
Như vậy, dựa trên kết quả phân tích hồi quy mà tôi đã tiến hành như ở trên, có thể nhận thấy rằng nhân tố“Sự tin cậy”có tác động lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế. Với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta3 = 0,378, đây là nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế và đặc thù của ngành ngân hàng vì bất cứ khách hàng nào khi quyết định sử dụng các dịch vụ liên quan đến tài sản đều quan tâm đến sự tin cậy mà các tổ chức tín dụng ngân hàng tạo ra, điều này tạo cho khách hàng một cảm giác an toàn và tin tưởng khi sử dụng dịch vụ. Ngoài ra các nhân tố khác như“Mức độ đáp ứng”, “Năng lực phục vụ”, “Phương tiện hữu hình”và “Giá”cũng có tác động khá mạnh đến sự hài lòng của khách hàng. Tuy nhiên kết quả trên chưa nhận thấy tác động của “Mức độ đồng cảm”đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế, điều này có thể xuất phát từ thực tế là những giao dịch liên quan đến ngân hàng thưởng xảy ra nhanh và với chu kì thấp, do đó mức độ tương tác và đồng cảm giữa nhân viên ngân hàng và khách hàng chưa cao. Bên cạnh đó là sự tác động mạnh mẽ của các yếu tố khác quan trọng hơn khiến cho vai trò của yếu tố sự đồng cảm đối với sự hài lòng giảm đi.
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Với cơ hội mở ra từ việc Việt Nam gia nhập WTO (Tổ chứcthương mại thế giới), triển vọng phát triển của ngành Tài chính-ngân hàng đã trở thành động lực cho các doanh nghiệp nâng cao năng lực cạnh tranh. Các dịch vụ ngân hàng đang dần lấp đầy những khoảng trống của thị trường, từ các dịch vụ tài chính cho đến các dịch vụ thanh toán trong nước và quốc tế. Dựa trên các lýthuyết về sự hài lòng dịch vụ nêu ở chương 1, Trong chương này, luận văn đã giới thiệu tổng quan về Ngân hàng TMCPNgoại Thương Việt Nam; Vietcombank Huế; Đánh giá thực trạng phát triển dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Vietcombank Huế qua 3 năm 2013-2015. Ngoài ra luận văn tiến hành khảosát 150 khách hàng thường xuyên sử dụng dịch vụ ngân hàng bán lẻ của Vietcombank Huế. Qua đó trình bày kếtquả khảo sát sự hài lòng dịch vụ theo đánh giá của khách hàng. Từ kết quả khảo sátthực tế kết hợp với thực trạng các nguồn lực hiện có tại Vietcombank Huế, với nhữngmặt đạt được, những hạn chế và những nguyên nhân của hạn chế về dịchvụ NHBL của Vietcombank Huế, tác giả đề xuất các giải pháp nâng cao sự hài lòngvề dịch vụ NHBL tại Vietcombank Huế trong chương 3.
ĐẠI HỌC KINH TẾ HUẾ