để có thể rút vốn khi cần mà không bị hưởng lãi suất không kỳ hạn để giảm bớt thiệt hại về tiền lãi. Số lượng khách hàng gửi kỳ hạn dài ( trên 12 tháng ) thường là những khách hàng có lượng tiền nhàn rỗi lớn và ổn định, họ chưa cần dùng số tiền này trong khoảng thời gian dài nên họ sẽ quyết định gửi kỳ hạn dài hơn để hưởng lức lãi suất cao hơn. Do trong mẫu điều tra, khách hàng được phỏng vấn đa số nói rằng do họ sợ việc đột xuất cần tiền nên quyết định gửi kỳ hạn ngắn và một số cho rằng lãi suất giữa các kỳ hạn gửi không chênh lệch quá nhiều nên họ thích gửi kỳ hạn ngắn, vừa lấy lãi nhanh hơn, vừa có thể rút vốn trong khoảng thời gian ngắn nhanh hơn.
2.2.3.8: Loại tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng TMCP Đông Á- CN Huế
2%
VND
USD
98%
Biểu đồ 2.8: Loại tiền gửi tiết kiệm tại Ngân hàng TMCP Đông Á- CN Huế
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu)
Trong mẫu điều tra 150 khách hàng thì đa số khách hàng gửi tiết kiệm bằng tiền Việt Nam, chỉ có 3 khách hàng gửi tiết kiệm bằng ngoại tệ mà cụ thể là đồng Đô-la Úc (AUD), lý do là vì thời gian gần đây từ tháng 10/2015, Ngân hàng Đông Á không trả lãi suất tiết kiệm bằng ngoại tệ là đồng Đô-la Mỹ( USD), tức lãi suất trong tất cả các kỳ hạn gửi là 0%, Ngân hàng chỉ trả lãi suất đối với các đồng tiền Đô la Úc( AUD), Đồng bảng Anh ( GBP), đồng Euro( EUR) và đồng Đô la Canada (CAD) với mức lãi suất thấp và do tỷ giá quy đổi thì thường xuyên biến đổi nên khách hàng ít gửi tiết kiệm mà chỉ giữ bằng tiền mặt với ngoại tệ, một phần bởi vì lượng ngoại tệ lưu thông trên thị trường Việt Nam nói chung và cụ thể là Huế cũng còn ít nên không có nhàn rỗi để gửi tiết kiệm như đồng Việt nam đồng
120
100
80
60
40
20
0
Thông thường
Dự thưởng
2.2.3.9: Hình thức gửi tiết kiệm
54 | ||||
Có thể bạn quan tâm!
-
Kinh Nghiệm Về Nâng Cao Chất Lượng Tiền Gửi Tiết Kiệm Của Một Số Ngân Hàng Trên Thế Giới Và Bài Học Cho Việt Nam -
Tình Hình Tài Sản- Nguồn Vốn Của Ngân Hàng Tmcp Đông Á- Chi Nhánh Huế -
Khái Quát Về Các Sản Phẩm Tiền Gửi Tiết Kiệm Cá Nhân Tại Ngân -
Kiểm Định Kmo Và Kiểm Định Barlett Đối Với Nhân Tố “Đánh Giá Chung Về Chất Lượng Dịch Vụ Tiền Gửi Tiết Kiệm Tại Ngân Hàng Tmcp Đông Á -
Đánh Giá Sự Ảnh Hưởng Của Các Nhân Tố Mới Hình Thành Đến Đánh Giá Của Khcn Về Chất Lượng Dịch Vụ Tiền Gửi Tiết Kiệm Tại Ngân Hàng Tmcp Đông -
Kiểm Định Sự Khác Nhau Về Đánh Giá Của Khcn Đối Với Chất
Xem toàn bộ 120 trang tài liệu này.
Biểu đồ 2.9: Hình thức gửi tiết kiệm tại NH TMCP Đông Á- Huế
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu)
Ta thấy, số lượng KH gửi TK theo hình thức thông thường (có 99 khách hàng), chiếm nhiều hơn so với hình thức gửi dự thưởng (có54 khách hàng). Lý do vì thứ nhất, để được gửi theo hình thức dự thưởng thì số dư tiền gửi tối thiểu tại DAB phải là 30 triệu VND mới được cấp 1 mã số dự thưởng, do vậy nhiều khách hàng không đủ điều kiện tham gia, cũng như một số KH tuy đủ điều kiện tham gia nhưng cho rằng xác suất trúng thưởng là không cao nên cũng không tham gia. Mặt khác, do thời gian diễn ra chương trình dự thưởng chỉ diễn ra trong 2 đợt từ 4/1/2016-6/2/2016 và từ 15/2/2016 đến 5/3/2016 nên nhiều khách hàng được điều tra sau thời gian này nên được gửi TK theo hình thức này
2.2.4 Đánh giá độ tin câỵ của thang đo trước khi tiến hành rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm đối với KHCN tại NH TMCP Đông Á- CN Huế
Độ tin cậy thang đo được định nghĩa là mức độ mà nhờ đó có sự đo lường của các biến điều tra không gặp phải các sai số và kết quả phỏng vấn khách hàng là chính xác và đúng với thực tế. Để đánh giá độ tin cậy thang đo, ta sử dụng hệ số đo lường Cronbach’s Alpha để đánh giá cho mỗi khái niệm nghiên cứu.
Thang đo sử dụng gồm 5 nhân tố: “Phương tiện hữu hình”, “Mức độ đáp ứng”,“Sự tin cậy,“Năng lực phục vụ”,“Sự đồng cảm”. Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo được thể hiện trong bảng sau
Bảng 2.6: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha lần 1
Tương quan biến tổng | Hê số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lần 1 | |
Phương tiện hữu hình( Cronbach’s Alpha = 0,629) | ||
Trang phục nhân viên gọn gàng, lịch sự | 0,368 | 0,592 |
Cơ sở vật chất trang thiết bị ở ngân hàng phục vụ khách hàng tốt | 0,429 | 0,558 |
Cách bố trí quầy giao dịch, bảng biểu hợp lý thuận tiện | 0,434 | 0,549 |
Vị trí ngân hàng thuận tiện | 0,487 | 0,517 |
Thời gian giao dịch ngân hàng thuận tiện | 0,260 | 0,653 |
Mức độ đáp ứng ( Cronbach’s Alpha = 0,807) | ||
Nhân viên ngân hàng cung cấp thông tin đầy đủ, chính xác kịp thời | 0,589 | 0,775 |
Thủ tục gửi tiết kiệm đơn giản nhanh chóng | 0,538 | 0,785 |
Nhân viên ngân hàng chủ động tư vấn sẵn sàng giúp đỡ quý khách trong mọi tình huống | 0,543 | 0,783 |
Lãi suất tương ứng với kỳ hạn gửi hợp lý, thu hút quý khách | 0,529 | 0,785 |
Thắc mắc khiếu nại của QK luôn được giải quyết thỏa đáng | 0,522 | 0,783 |
Nhân viên NH luôn phục vụ quý khách chu đáo trong lúc cao điểm | 0,512 | 0,786 |
Chính sách khuyến mãi hấp dẫn | 0,593 | 0,771 |
Sự tin cậy ( Cronbach’s Alpha = 0,771) | ||
Ngân hàng cung cấp dịch vụđúng thời điểm đã cam kết | 0,526 | 0,735 |
Ngân hàng thực hiện các thao tác nghiệp vụ chính xác, không sai sót | 0,472 | 0,753 |
Ngân hàng đảm bảo vấn đề vảo mật đối với đối với các giao dịch và thông tin cá nhân của quý khách | 0,669 | 0,685 |
Ngân hàng tạo dựng được lòng tin và sự an tâm cho quý khách | 0,617 | 0,702 |
Nhân viên ngân hàng trung thực và đáng tin cậy | 0,439 | 0,764 |
Năng lực phục vụ ( Cronbach’s Alpha = 0,731) | ||
0,513 | 0,679 | |
Nhân viên NH có đủ kiến thức năng lực chuyên môn để tư vấn, trả lời thắc mắc của quý khách | 0,504 | 0,681 |
Nhân viên NH tạo cảm giác an toàn cho KH trong khi giao dịch | 0,626 | 0,635 |
Nhân viên NH luôn đối xử công bằngvới mọi KH | 0,522 | 0,681 |
Nhân viên NH chu đáo nhắc nhở những vấn đề QK cần lưu ý | 0,333 | 0,739 |
Sự đồng cảm ( Cronbach’s Alpha = 0,722) | ||
Nhân viên luôn lắng nghe | 0,589 | 0,612 |
Nhân viên chú ý đến nhu cầucủa KH | 0,441 | 0,700 |
Nhân viên quan tâm đến quyền lợi của từng cá nhân KH | 0,471 | 0,685 |
Nhân viên quan tâm đến vấn đề riêng của KH và tư vấn giải pháp phù hợp | 0,547 | 0,640 |
Từ bảng trên, ta nhận thấy:
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu)
Nhân tố “Phương tiện hữu hình” có biến quan sát “Thời gian giao dịch thuận tiện” có hệ số tương quan biến tổng là 0,26< 0,3 và khi loại biến này ra khỏi thang đo nhân tố “ Phương tiện hữu hình” thì Cronbach’s Alpha tăng từ 0,629 lên 0,653 nên tôi quyết định loại biến này ra khỏi thang đo để tăng độ tin cậy cho thang đo này.
Nhân tố “Năng lực phục vụ” có biến quan sát “Nhân viên NH chu đáo nhắc nhở những vấn đề QK cần lưu ý” tuy có hệ số tương quan biến tổng là 0,333> 0,3 nhưng khi loại biến này ra khỏi thang đo cho nhân tố “ Năng lực phục vụ” thì hệ số Cronbach’s Alpha tăng từ 0,731 lên 0,739 nên tôi quyết định loại biến này ra khỏi thang đo.
Bảng 2.7: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha lần 2
Tương quan biến tổng | Hê số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lần 2 | |
Phương tiện hữu hình( Cronbach’s Alpha = 0,653) | ||
Trang phục nhân viên gọn gàng, lịch sự | 0,349 | 0,641 |
Cơ sở vật chất trang thiết bị ở ngân hàng phục vụ khách hàng tốt | 0,484 | 0,554 |
Cách bố trí quầy giao dịch, bảng biểu hợp lý thuận tiện | 0,426 | 0,592 |
Vị trí ngân hàng thuận tiện | 0,508 | 0,533 |
Mức độ đáp ứng ( Cronbach’s Alpha = 0,807) | ||
Nhân viên ngân hàng cung cấp thông tin đầy đủ, chính xác kịp thời | 0,580 | 0,775 |
Thủ tục gửi tiết kiệm đơn giản nhanh chóng | 0,518 | 0,785 |
Nhân viên ngân hàng chủ động tư vấn sẵn sàng giúp đỡ quý khách trong mọi tình huống | 0,540 | 0,783 |
Lãi suất tương ứng với kỳ hạn gửi hợp lý, thu hút quý khách | 0,519 | 0,785 |
Thắc mắc khiếu nại của QK luôn được giải quyết thỏa đáng | 0,535 | 0,783 |
Nhân viên NH luôn phục vụ quý khách chu đáo trong lúc cao điểm | 0,515 | 0,786 |
Chính sách khuyến mãi hấp dẫn | 0,605 | 0,771 |
Sự tin cậy ( Cronbach’s Alpha = 0,771) | ||
Ngân hàng cung cấp dịch vụ đúng thời điểm đã cam kết | 0,526 | 0,735 |
Ngân hàng thực hiện các thao tác nghiệp vụ chính xác, không sai sót | 0,472 | 0,753 |
Ngân hàng đảm bảo vấn đề vảo mật đối với đối với các giao dịch và thông tin cá nhân của quý khách | 0,669 | 0,685 |
Ngân hàng tạo dựng được lòng tin và sự an tâm cho quý khách | 0,617 | 0,702 |
Nhân viên ngân hàng trung thực và đáng tin cậy | 0,439 | 0,764 |
Tương quan biến tổng | Hê số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lần 2 | |
Năng lực phục vụ ( Cronbach’s Alpha = 0,739) | ||
Nhân viên ngân hàng lịch sự, tôn trọng, niềm nở với quý khách | 0,553 | 0,673 |
Nhân viên NH có đủ kiến thức năng lực chuyên môn để tư vấn, trả lời thắc mắc của quý khách | 0,562 | 0,665 |
Nhân viên NH tạo cảm giác an toàn cho KH trong khi giao dịch | 0,594 | 0,648 |
Nhân viên NH luôn đối xử công bằng với mọi KH | 0,466 | 0,742 |
Sự đồng cảm ( Cronbach’s Alpha = 0,722) | ||
Nhân viên luôn lắng nghe | 0,589 | 0,612 |
Nhân viên chú ý đến nhu cầu của KH | 0,441 | 0,700 |
Nhân viên quan tâm đến quyền lợi của từng cá nhân KH | 0,471 | 0,685 |
Nhân viên quan tâm đến vấn đề riêng của KH và tư vấn giải pháp phù hợp | 0,547 | 0,640 |
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu)
Nhân tố “Năng lực phục vụ” có biến quan sát “Nhân viên NH luôn đối xử công bằng với mọi khách hàng” tuy có hệ số tương quan biến tổng là 0,466> 0,3 nhưng khi loại biến này ra khỏi thang đo cho nhân tố “ Năng lực phục vụ” thì hệ số Cronbach’s Alpha tăng từ 0,739 lên 0,742 nên tôi quyết định loại biến này ra khỏi thang đo và tiến hành kiểm định Cronbach’s Alpha lần ba
Vậy sau khi loại các biến quan sát không đủ điều kiện, hệ số Cronbach’s
Alpha của các nhân tố qua ba lần kiểm định độ tin cậy của thang đo lần lượt là:
Nhân tố “Phương tiện hữu hình”: 0,653 Nhân tố “Mức độ đáp ứng”: 0,807
Nhân tố “Sự tin cậy”: 0,771
Nhân tố “Năng lực phục vụ”: 0,742 Nhân tố “Sự đồng cảm”: 0,722
Bảng 2.8: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha đối với nhóm biến phụ thuộc “Đánh giá chung”
Tương quan biến tổng | Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến | |
Đánh giá chung của KHCN ( Cronbach’s Alpha = 0,877) | ||
Quý khách có hài lòng về chất lượng DV TGTK cá nhân tại NH | 0,749 | 0,839 |
Trong tương lai Qúy khách có tiếp tục sử dụng DV TGTK cá nhân tại NH | 0,768 | 0,822 |
Quý khách có sẵn sàng giới thiệu cho người khác sử dụng DV TGTK cá nhân tại Ngân hàng | 0,775 | 0,817 |
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu) Kết quả đánh giá độ tin cậy của nhân tố “Đánh giá chung” cho hệ số Cronbach’s Alpha =0,877. Hệ số tương quan biến tổng của 3 biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Do đó, thang đo “Đánh giá chung” đảm bảo độ tin cậy để thực hiện
các kiểm định tiếp theo.
2.2.5 Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ TGTKCN, kết hợp
đánh giá độ tin cậy của thang đo sau khi tiến hành rút trích nhân tố
Trước khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá nhằm rút trích các nhân tố tác động đến sự đánh giá của KHCN đối với chất lượng dịch vụ TGTK tại NH TMCP Đông Á- CN Huế từ các biến quan sát, tôi tiến hành kiểm định sự phù hợp của dữ liệu thông quan hai đại lượng là chỉ số Kaiser- Meyer- Olkin( KMO) và kiểm định Barlett. Điều kiện để số liệu phù hợp với phương pháp phân tích nhân tố khám phá là giá trị KMO từ 0,5 trở lên và kiểm Dịnh Barlet cho kết quả
P-Value bé hơn mức độ ý nghĩa là 0,05. Từ dữ liệu thu thập được, nghiên cứu đã tiến hành phân tích nhân tố khám phá.
Kiểm định Barlett’s được tính toán dựa tên đại lượng Chi- bình phương và được ra quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0 căn cứ trên mức ý ngĩa P-Value của kiểm định. Ở đây giá trị P-Value = 0,000 cho phép ta an toàn bác bỏ giả thuyết H0( H0: Phân tích nhân tố không phù hợp với dữ liệu). Chỉ số KMO = 0,823 cho thấy độ phù hợp của mô hình khá cao.
Bảng 2.9: Kết quả kiểm định KMO và Barlett sau khi chạy EFA lần 1
Hệ số KMO | 0,823 | |
Kiểm định Barlett | Chi bình phương | 1119,253 |
Độ lệch chuẩn | 253 | |
Mức ý nghĩa | 0,000 | |
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu)
Để xác định số lượng nhân tố, trong nghiên cứu này sử dụng hai tiêu chuẩn:
- Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eligenvalue. Gía trị Eligenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ có nhân tố nào có Eligenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Tiêu chuẩn phương sai trích (Varience Explained Criteria): Phân
tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích không được nhỏ hơn 50%.
Bảng 2.10: Tổng biến động được giải thích sau kiểm định EFA lần 1
Compo nent | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||
Total | % of Varianc e | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 6,160 | 26,781 | 26,781 | 6,160 | 26,781 | 26,781 |
2 | 2,181 | 9,481 | 36,262 | 2,181 | 9,481 | 36,262 |
3 | 1,708 | 7,425 | 43,687 | 1,708 | 7,425 | 43,687 |
4 | 1,533 | 6,663 | 50,351 | 1,533 | 6,663 | 50,351 |
5 | 1,237 | 5,378 | 55,729 | 1,237 | 5,378 | 55,729 |
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu) Có 5 nhân tố được trích từ thang đo, các nhân tố này đều có giá trị Eigenvalue >1, chứng tỏ các nhân tố được trích có tác dụng tóm tắt thông tin tốt hơn biến gốc và được giữ lại trong mô hình. Tổng phương sai trích bằng
55,729% > 50%, nên việc phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng 2.11: Kết quả phân tích EFA lần 1
Kí hiệu tên biến | Hệ số tải nhân tố | |
Nhóm 1 | DU1 | 0,735 |
DU2 | 0,681 | |
DU3 | 0,677 | |
DU7 | 0,674 | |
DU5 | 0,637 | |
DU6 | 0,611 | |
DU4 | 0,552 |
TC3 | 0,787 | |
TC2 | 0,690 | |
TC4 | 0,645 | |
TC1 | 0,618 | |
Nhóm 3 | DC1 | 0,808 |
DC2 | 0,677 | |
DC3 | 0,663 | |
DC4 | 0,611 | |
Nhóm 4 | PV2 | 0,824 |
PV1 | 0,787 | |
PV3 | 0,608 | |
Nhóm 5 | HH4 | 0,796 |
HH2 | 0,682 | |
HH3 | 0,635 | |
HH1 | 0,585 |
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu)
Trong ma trận xoay Rotated Component Matrix gồm có 5 nhân tố được trích, trong đó có 1 biến quan sát bị loại bỏ do không đáp ứng điều kiện để tiến hành phân tích, đó là biến quan sát:“Nhân viên NH trung thực và đáng tin cậy” Sau khi loại biến này ra khỏi thang đo, tôi tiến hành kiểm định lại độ tin cậy của nhó nhân tố “ Sự tin cậy” và độ tin cậy thu được là 0,764 (Bảng 13, Phụ lục 3) Như vậy, việc loại biến này ra khỏi thang đo là phù hợp. Sau đó, tôi tiến hành phân nhân tố EFA lần thứ hai.
Sau khi loại biến này ra khỏi thang đo, tôi tiến hành phân nhân tố EFA lần thứ hai.
Bảng 2.12: Kết quả kiểm định KMO và Barlett sau khi chạy EFA lần 2
Hệ số KMO | 0.816 | |
Kiểm định Barlett | Chi bình phương | 1054,351 |
Độ lệch chuẩn | 231 | |
Mức ý nghĩa | 0,000 | |
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu)
Kiểm định Barlett’s được tính toán dựa tên đại lượng Chi- bình phương và được ra quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0 căn cứ trên mức ý ngĩa P-Value của kiểm định. Ở đây giá trị P-Value = 0,000 cho phép ta an toàn bác bỏ giả thuyết H0( H0: Phân tích nhân tố không phù hợp với dữ liệu). Chỉ số KMO = 0,816 cho thấy độ phù hợp của mô hình khá cao
Bảng 2.13: Tổng biến động được giải thích sau khi kiểm định EFA lần 2
Component | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||
Total | % of Variance | Cumulati ve % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 5,827 | 26,485 | 26,485 | 5,827 | 26,485 | 26,485 |
2 | 2,180 | 9,910 | 36,394 | 2,180 | 9,910 | 36,394 |
3 | 1,703 | 7,742 | 44,136 | 1,703 | 7,742 | 44,136 |
4 | 1,526 | 6,937 | 51,073 | 1,526 | 6,937 | 51,073 |
5 | 1,237 | 5,622 | 56,695 | 1,237 | 5,622 | 56,695 |
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu)
Tổng phương sai trích là 56,695 > 50%, do đó phân tích nhân tố là phù hợp.
Như vậy sau hai lần tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, số biến quan sát được giữ lại là 22 biến quan sát đều đáp ứng tốt các điều kiện để tiến hành phân tích
Kết quả từ ma trận xoay Rotated Component Matrix (Bảng 15, Phụ lục 3) cho thấy: có 5 nhân tố được rút trích, các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố
>0,5, mỗi biến chỉ thuộc 1 nhân tố nên các nhân tố này được giữ lại trong mô hình nghiên cứu và phù hợp để sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 2.14: Kết quả phân tích EFA lần 2 các nhân tố ảnh hưởng đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm cá nhân
Kí hiệu tên biến | Hệ số tải nhân tố | |
Nhóm 1: Mức độ đáp ứng (26,485%) | DU1 | 0,736 |
DU2 | 0,679 | |
DU3 | 0,679 | |
DU7 | 0,675 | |
DU5 | 0,639 | |
DU6 | 0,614 | |
DU4 | 0,558 | |
Nhóm 2: Sự tin cậy (9,91%) | TC3 | 0,790 |
TC2 | 0,695 | |
TC4 | 0,641 | |
TC1 | 0,614 | |
Nhóm 3: Sự đồng cảm (7,742%) | DC1 | 0,808 |
DC2 | 0,677 | |
DC3 | 0,666 |