Mô tả mẫu khảo sát:
Bảng 2.6: Thống kê mô tả thông tin về khách hàng khảo sát
Tần suất Tỷ lệ % % tích lũy Giới tính Nam 44 29.3 29.3 Nữ 106 70.7 100.0 Tổng cộng 150 100.0 Độ tuổi 18 – 22 tuổi 25 16.7 16.7 23 – 35 tuổi 62 41.3 58.0 36 – 55 tuổi 40 26.7 84.7 Trên 55 tuổi 23 15.3 100.0 Tổng cộng 150 100.0
Thời gian giao dịch
Dưới 1 năm 24 16.0 16 Từ 1 - 3 năm 54 36.0 52.0 Từ 3 - 5 năm 48 32.0 84.0 Trên 5 năm 24 16.0 100.0 Tổng cộng 150 100.0 Số ngân hàng giao dịch
1 NH 42 28.0 28.0
2 - 3 NH 70 46.7 74.7
4 - 5 NH 27 18.0 92.7
Hơn 5 NH 11 7.3 100.0
Tổng cộng 150 100.0
Về độ tuổi của khách hàng khảo sát, khách hàng có độ tuổi từ 23 đến 35 tuổi chiếm tỷ lệ cao nhất (khoảng 41%) và đối tượng khách hàng có độ tuổi trên 55 chiếm tỷ lệ thấp nhất (khoảng 15%), các đối tượng còn lại chiếm tỷ trọng tương đối (từ 17% tới 27%). Tỷ trọng độ tuổi của đối tượng được phỏng vấn trong nghiên cứu này khá phù hợp với thực tế về thành phần độ tuổi của dân số Việt Nam. Tỷ lệ này có ý nghĩa trong kiểm định mẫu vì tỷ trọng đối tượng nghiên cứu được phân bố khá phù hợp và không tập trung chủ yếu vào nhóm độ tuổi nào.
Về thời gian giao dịch: Mẫu điều tra khách hàng có thời gian quan hệ từ 1 đến 3 năm chiếm tỷ lệ cao nhất với 36 %, tiếp theo là mẫu có thời gian quan hệ từ 3 đến 5 năm chiếm tỷ lệ 32%. Mẫu có thời gian quan hệ dưới 1 năm và từ 5 năm trở lên chiếm tỷ lệ thấp nhất 16%. Nhóm có thời gian quan hệ từ 1 đến 3 năm và từ 3 đến 5 năm chiếm tỷ lệ cao sẽ là một thuận lợi cho nghiên cứu vì thời gian quan hệ đủ dài để có thể đưa ra những đánh giá chính xác về CLDV ngân hàng.
Về số ngân hàng giao dịch: Mẫu khách hàng có quan hệ từ 2 đến 3 ngân hàng
chiếm tỷ lệ đa số với 46.7%, có quan hệ với 4 hoặc 5 ngân hàng chiếm 18%, có quan hệ với 1 ngân hàng và trên 5 ngân hàng lần lượt là 28% và 7.3%. Điều này cho thấy đa số khách hàng đều sử dụng dịch vụ của nhiều ngân hàng, họ có thể so sánh chất lượng dịch vụ của các ngân hàng với nhau.
Bảng thông tin về khách hàng khảo sát cho thấy phần lớn khách hàng được khảo sát là nữ chiếm 70,7% (nam chiếm 29,3 %).
Bảng 2.7: Thống kê số lượng sản phẩm, dịch vụ khách hàng sử dụng
Bảng thông tin loại sản phẩm đang được sử dụng được mô tả thông qua kết quả phỏng vấn khách hàng cho thấy hầu hết các sản phẩm dịch vụ thông thường của VetinBank đều được khách hàng sử dụng trong đó dịch vụ thẻ và dịch vụ tiền gửi, tiết kiệm được khách hàng sử dụng nhiều nhất.
Các sản phẩm ít được sử dụng như dịch vụ ngân hàng điện tử, dịch vụ thanh toán quốc tế và các sản phẩm khác không có trong phần liệt kê các sản phẩm.
Về thống kê mô tả các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ (bảng 2.8)
Với 5 thang đo tương ứng với 5 là hoàn toàn đồng ý và 1 là hoàn toàn không đồng ý, ta thấy 2 yếu tố TC3 ”VietinBank luôn cung cấp dịch vụ đúng như thời gian đã hứa” (giá trị trung bình 4.23) và TC5 “VietinBank luôn giữ chữ tín với khách hàng và xem quyền lợi của khách hàng là trên hết” (giá trị trung bình 4.03) được đánh giá cao nhất. Còn yếu tố HH1 “Thương hiệu, hình ảnh của VietinBank dễ nhận diện” được đánh giá thấp nhất (giá trị trung bình 3.13), các yếu tố như PV6 ”Kỹ năng giao tiếp của nhân viên VietinBank khá tốt.” (giá trị trung bình 3.31), DU3 “Ngân hàng thực hiện dịch vụ cho khách hàng một cách nhanh chóng” (giá trị trung bình 3.4) cũng được khách hàng đánh giá thấp.
Theo kết quả phân tích trên, VietinBank luôn cung cấp dịch vụ đúng như thời
Sản phẩm/ Dịch vụ ngân hàng Tần suất Tỷ lệ (%) Tỷ lệ
(%)/mẫu
Dịch vụ thẻ 147 22.6% 98.0%
Dịch vụ tiền gửi, tiết kiệm 140 21.4% 93.3%
Dịch vụ thanh toán trong nước 120 18.3% 80.0% Dịch vụ tín dụng (vay vốn, bảo lãnh…) 73 11.2% 48.7%
Dịch vụ ngân hàng điện tử 72 10.8% 48.0%
Dịch vụ thanh toán quốc tế 63 9.6% 42.0%
Dịch vụ khác 40 6.1% 26.7%
gian đã hứa và VietinBank luôn giữ chữ tín với khách hàng và xem quyền lợi của khách hàng là trên hết được đánh giá cao nhất trong việc đánh giá CLDV ngân hàng của VietinBank. Còn yếu tố hữu hình đặc biệt là thương hiệu của VietinBank khách hàng nhận xét khó nhận diện và nhẫm lẫn với thương hiệu ngân hàng khác.
Bảng 2.8 Thống kê mô tả các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tần suất Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất Giá trị trung bình (Mean) Độ lệch chuẩn (Std. Deviation) TC1 150 1 5 3.87 .936 TC2 150 1 5 3.86 .875 TC3 150 2 5 4.23 .737 TC4 150 1 5 3.88 .889 TC5 150 1 5 4.03 .851 DU1 150 1 5 3.85 .895 DU2 150 1 5 3.79 .900 DU3 150 1 5 3.40 .920 DU4 150 1 5 3.67 .887 PV1 150 1 5 3.85 .880 PV2 150 1 5 3.79 .869 PV3 150 1 5 3.68 .885 PV4 150 1 5 3.76 .825 PV5 150 1 5 3.55 .894 PV6 150 1 5 3.31 .851 ĐC1 150 1 5 3.63 .824 ĐC2 150 1 5 3.59 .883 ĐC3 150 1 5 3.52 .910 ĐC4 150 1 5 3.44 .945 HH1 150 1 5 3.13 1.217 HH2 150 1 5 3.46 1.185 HH3 150 1 5 3.49 1.041
HH4 150 1 5 3.53 1.115
HH5 150 1 5 3.63 1.065
CLDV 150 1 5 3.64 .846
Giá trị trung bình sự hài lòng về CLDV của VietinBank là 3.64 cho thấy khách hàng nhìn chung tương đối hài lòng về CLDV ngân hàng của VietinBank. Điều này đòi hỏi VietinBank cần phải tiếp tục duy trì và cải thiện nhiều hơn nữa CLDV cung cấp đến cho khách hàng.
Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha
Kiểm định này được thực hiện nhằm kiểm tra độ tin cậy của các thang đo được dùng để đo lường các thành phần CLDV và sự tương quan giữa các biến quan sát. Đã có nhiều nhà nghiên cứu đồng ý rằng khi Cronbach’s alpha từ 0,8 trở lên là thang đo lường tốt. Tuy nhiên, lại có nhà nghiên cứu đề nghị rằng từ 0,6 trở lên là có thể sử dụng được trong trường hợp khái niệm đang nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008). Nhằm làm tăng độ tin cậy của các thang đo sử dụng trong nghiên cứu này và vì nghiên cứu đo lường 5 thành phần CLDV đã được khảo sát nhiều lần ở Việt Nam vì vậy hệ số Cronbach’s alpha sử dụng trong nghiên cứu này là 0,8.
Thang đo có ý nghĩa đo lường cho thành phần nghiên cứu theo quy tắc hệ số Cronbach’s alpha nếu thang đo bị loại lớn hơn hoặc bằng 0,8 và hệ số tương quan của thang đo với tổng thể lớn lớn hơn 0,3 hoặc trong trường hợp hệ số Cronbach’s alpha nếu thang đo bị loại chênh lệch không đáng kể với 0,8 và hệ số tương quan thang đo với tổng thể vẫn lớn hơn 0,3 thì thang đo vẫn có giá trị đo lường cho thành phần nghiên cứu.
Bảng 2.9 : Hệ số Cronbach Alpha của các thành phần thang đo
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach's alpha nếu loại biến Thành phần Tin cậy (TC) Alpha: .828
TC1 16.00 7.060 .607 .800 TC2 16.01 6.899 .716 .766 TC3 15.64 7.789 .639 .793 TC4 15.99 7.470 .555 .814 TC5 15.85 7.352 .624 .794 Thành phần Đáp ứng (DU) Alpha: .830 DU1 10.86 5.128 .658 .786 DU2 10.91 5.154 .645 .791 DU3 11.31 4.899 .701 .766 DU4 11.04 5.260 .627 .799 Thành phần Năng lực phục vụ (PV) Alpha: .865 PV1 18.09 11.065 .738 .827 PV2 18.15 11.039 .756 .824 PV3 18.26 11.986 .749 .825 PV4 18.18 11.437 .725 .831 PV5 18.39 10.789 .779 .819 PV6 18.63 13.858 .250 .908 Thành phần Đồng cảm (ĐC) Alpha: .884 ĐC1 10.55 5.618 .804 .832 ĐC2 10.59 5.801 .671 .880 ĐC3 10.66 5.286 .794 .833 ĐC4 10.74 5.348 .732 .859
Thành phần Phƣơng tiện hữu hình (HH) Alpha: .812
HH1 14.11 11.586 .611 .773
HH3 13.74 12.046 .691 .751
HH4 13.71 11.390 .729 .736
HH5 13.61 13.676 .421 .825
- Thành phần Tin cậy có 05 biến quan sát TC1, TC2, TC3, TC4, TC5 cả 05 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên tất cả đều được chấp nhận. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.828 (lớn hơn 0.8) nên thang đo thành phần tin cậy được chấp nhận đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thành phần Đáp ứng có 04 biến quan sát DU1, DU2, DU3, DU4 cả 04 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên tất cả đều được chấp nhận. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.830 (lớn hơn 0.8) nên thang đo thành phần đáp ứng được chấp nhận đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thành phần Năng lực phục vụ có 06 biến quan sát PV1, PV2, PV3, PV4, PV5, PV6 cả 06 biến này hầu hết có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3, riêng PV6 có hệ số tương quan thấp bằng 0.250. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach Alpha của thành phần đảm bảo tăng lên bằng 0.908 nếu loại biến PV6 (hiện tại là 0.865). Như vậy thang đo thành phần đảm bảo loại biến PV6, các biến còn lại được chấp nhận đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thành phần Đồng cảm có 04 biến quan sát ĐC1, ĐC2, ĐC3, ĐC4 cả 04 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên tất cả đều được chấp nhận. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.884 (lớn hơn 0.8) nên thang đo thành phần đồng cảm được chấp nhận đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
- Thành phần Phương tiện hữu hình có 05 biến quan sát HH1, HH2, HH3, HH4, HH5 cả 05 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên tất cả đều được chấp nhận. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.812 (lớn hơn 0.8) nên thang đo thành phần hữu hình được chấp nhận đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis)
Phân tích nhân tố khám phá EFA là một phương pháp phân tích thống kê nhằm rút gọn một tập nhiều biến quan sát phụ thuộc lẫn nhau thành một tập biến nhỏ hơn đế
chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng thông tin của tập biến quan sát ban đầu. Các bước khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA:
- Xác định hệ số KMO và kiểm định Bartlett: Trong phân tích nhân tố khám phá (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
EFA, hệ số KMO được sử dụng để xem xét sự thích hợp của việc phân tích nhân tố. Trị số KMO phải có giá trị từ 0,5 đên 1 thì phân tích nhân tố mới là phù hợp, nếu trị số này nhỏ hơn 0,5 thì phân tích nhân tố không phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett dùng để kiểm định giả thuyết Ho: độ tương quan giữa các biến quan sát bằng 0 trong tổng thể. Điều kiện cần để phân tích nhân tố là các biến phải tương quan với nhau (các biến đo lường phải phản ánh những khía cạnh khác nhau của cùng một yếu tố chung). Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig < 0,05), ta bác bỏ giả thuyết Ho và kết luận các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008).
- Xác định số lượng nhân tố: Trong nghiên cứu này sẽ dựa vào eigenvalue để xác
định số lượng các nhân tố. Eigenvalue (đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố) lớn hơn 1. Những nhân tố có eigenvalue nhỏ hơn 1 sẽ không có tác dụng giải thích thông tin tốt hơn 1 biến gốc.
- Tổng phương sai trích (Total Varicance Explained) phải đạt giá trị từ 50% trở lên.
- Xoay các nhân tố: Ma trận các nhân tố khi các nhân tố được xoay chứa đựng
các hệ số biểu diễn các biến chuẩn hóa bằng các nhân tố. Những hệ số này (hệ số tải – factor loading) biểu diễn tương quan giữa các nhân tố và các biến, cho thấy mối liên hệ giữa nhân tố và các biến. Khi tiến hành phân tích, nghiên cứu sử dụng phương pháp trích là Principal Component Analysis với phép xoay là Varimax, phương pháp tính nhân tố là Regression và các hệ số tải phải lớn hơn 0,5 mới đạt yêu cầu (theo Hair & ctg, 1998) hệ số tải là chỉ tiêu đảm bảo ý nghĩa thiết thực của EFA. Hệ số tải > 0,3 thì được xem là đạt mức tối thiểu, > 0,4 được xem là quan trọng, > 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Hair & ctg (1998) cũng cho rằng nếu cỡ mẫu khoảng 100 thì chọn hệ số tải > 0,5).
hành. Phương pháp rút trích được chọn để phân tích nhân tố là phương pháp principal components với phép quay varimax.
Thành phần yếu tố ảnh hưởng đến CLDV ngân hàng được đo bằng 24 biến quan sát. Sau khi phân tích thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha thì 1 biến bị loại do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3. Do đó 23 biến đạt yêu cầu được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA để xác định mức độ hội tụ của các biến theo các thành phần.
Tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA cho kết quả như sau:
Kiểm định KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO cao (bằng 0.862 > 0.5) giá trị kiểm định Bartlett’s có mức ý nghĩa (Sig. =0.000 <0.05) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp.
Bảng 2.10: Kết quả kiểm định KMO và Bertlett
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .862 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2144.516
df 253
Sig. .000
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 và với phương pháp rút trích principal components và phép quay varimax, phân tích nhân tố đã trích được 5 nhân tố từ 23 biến quan sát và với phương sai trích là 68.617% (lớn hơn 50%) đạt yêu cầu.
Dựa trên phân tích của bảng Rotated Component Matrixa (Bảng 2.11) các biến có trọng số nhỏ hơn 0.5 sẽ bị loại, các biến có trọng số không đạt độ phân biệt cao giữa các nhân tố, cụ thể là nhỏ hơn 0.3 cũng sẽ bị loại. Cụ thể 02 biến ĐC2, HH5 bị loại.
Bảng 2.11 Kết quả phân tích nhân tố khám phá lần 1
Rotated Component Matrixa Component 1 2 3 4 5 PV1 .822 PV2 .798 PV3 .776 PV5 .763 PV4 .758 TC1 .743 TC2 .714 TC3 .683 TC5 .637 TC4 .621 HH4 .827 HH2 .787 HH1 .713 HH3 .710 ĐC3 .826 ĐC4 .825 ĐC1 .724 ĐC2 .553 .556 HH5 .406 DU2 .762 DU3 .758 DU4 .750 DU1 .686
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Sau khi loại các biến không thỏa mãn trong phần phần các yếu tố ảnh hưởng đến CLDV ngân hàng được đo bằng 21 biến quan sát. Kết quả phân tích nhân tố lần 2 cho thấy tổng phương sai rút trích dựa trên 5 nhân tố có Eigenvanlues lớn hơn 1 là bằng 70.575% cho thấy phương sai rút trích đạt yêu cầu (> 50%).
Bảng 2.12 Kết quả phân tích nhân tố khám phá lần 2
Rotated Component Matrixa Component 1 2 3 4 5 TC1 .729 TC2 .716 TC3 .708 TC4 .655 TC5 .629 DU1 .686 DU2 .762 DU3 .766 DU4 .753 PV1 .822 PV2 .810 PV3 .774 PV4 .775 PV5 .756 ĐC1 .708 ĐC3 .846 ĐC4 .846 HH1 .736 HH2 .806 HH3 .688 HH4 .830
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Như vậy 5 thành phần các yếu tố ảnh hưởng đến CLDV ngân hàng ban đầu vẫn giữ lại để giải thích các yếu tố ảnh hưởng đến CLDV ngân hàng trong giai đoạn hiện nay. Với tổng phương sai rút trích là 70.575% cho biết 5 nhân tố này giải thích được 70.575% biến thiên của dữ liệu.