Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Những nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Đầu tư và phát triển Việt Nam – Chi nhánh Tây Ninh

51 Bảng 2.17: Phân tích nhân tố lần 1 Component 1 2 3 4 5 6 7 Không có s ự b ất tiện về địa lý 0.887 Th ời gian mở cửa và làm việc của ngân hàng h ợp lý 0.826 Chi nhánh có nhiều phòng giao d ịch 0.808 Không có s ự b ất tiện về không gian giao d ịch 0.751 Thương hi ệu ngân h àng được biết đến r ộng rãi 0.861 Ngân hàng ho ạt động lâu năm 0.787 Nhân viên có thái đ ộ phục vụ tốt 0.725 Nhân viên n ắm vững nghiệp vụ 0.617 S ản ph ẩm tiền gửi đa dạng, phong phú 0.824 M ức độ bảo mật về thông tin 0.738 Th ủ tục giao dịch đơn giản 0.721 Các m ức l ãi suất được công bố rõ ràng Nhân viên ph ục vụ khách h àng nhanh chóng Thu nh ập từ kinh doanh 0.859 Thu nh ập từ mủ cao su 0.770 Thu nh ập từ nguồn khác 0.747 Nhân viên có ngo ại hình dễ nhìn 0.878 Nhân viên có trang ph ục phù hợp 0.876 Ngân hàng thư ờng xuy ên quảng c áo 0.735 Ngân hàng có nhi ều chương trình khuyến mãi 0.725 Lãi su ất áp dụng rất cạnh tranh Có nhi ều ng ười thân quen g ửi tiền t ại ngân hàng 0.882 Ngư ời thân quen làm việc tại ngân hàng 0.762 Eigenvalue 4.127 3.833 2.315 1.920 1.435 1.247 1.224 Phương sai trích lu ỹ tiến (%) 12.76 25.14 35.69 45.30 54.90 62.48 70.009 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02)

52 Nhìn vào bảng kết quả xoay nhân tố lần thứ nhất, ta thấy được các hệ số Eigenvalue đều lớn hơn 1 và phương sai trích luỹ tiến tổng là 72,009% > 50%. Điều này cho thấy các nhân tố này sẽ giải thích được 72,009% sự biến thiên các biến. Một tiêu chuẩn quan trọng đối với Factor loading lớn nhất là nó phải lớn hơn hoặc bằng 0,5. Với 8 nhóm nhân tố đưa tra trong điều tra, sau khi xoay nhân tố ta có 7 nhân tố. Factor loading lớn nhất của 3 biến “các mức lãi suất được công bố rõ ràng”, “nhân viên phục vụ khách hàng nhanh chóng” và “lãi suất áp dụng rất cạnh tranh” đều nhỏ hơn 0,5. Vì vậy các biến này không thoả tiêu chuẩn nêu trên. Do đó 2 biến này bị loại khỏi mô hình đ ể chạy lại phân tích nhân tố lần 2 với kết quả như sau: Bảng 2.18: Kiểm định KMO & Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.528 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.36E+03 df 190 Sig. 0.000 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Bảng 2.19: Phân tích nhân tố lần 2 Component 1 2 3 4 5 6 7 Không có s ự b ất tiện về địa lý 0.889 Th ời gian mở cửa v à làm việc của ngân hàng h ợp lý 0.824 Chi nhánh có nhi ều phòng giao dịch 0.808 Không có s ự b ất tiện về không gian giao d ịch 0.759 Thương hi ệu ngân h àng được biết đ ến rộng rãi 0.833 Ngân hàng ho ạt động lâu năm 0.755 Nhân viên có thái đ ộ phục vụ tốt 0.795 Nhân viên n ắm vững nghiệp vụ 0.681 Thu nh ập từ kinh doanh 0.871 Thu nh ập từ mủ cao su 0.769

53 Thu nh ập từ nguồn khác 0.758 S ản phẩm tiền gửi đa dạng , phong phú 0.815 M ức độ bảo mật về thông tin 0.820 Th ủ tục giao dịch đơn giản 0.706 Nhân viên có ngo ại hình dễ nhìn 0.899 Nhân viên có trang ph ục ph ù hợp 0.887 Ngân hàng thư ờng xuyên quảng c áo 0.838 Ngân hàng có nhi ều chương trình khuy ến mãi 0.787 Có nhi ều ng ười thân quen g ửi tiền t ại ngân hàng 0.862 Ngư ời thân quen làm việc tại ngân hàng 0.832 Eigenvalue 3.871 3.346 2.236 1.854 1.392 1.224 1.126 Phương sai trích lu ỹ tiến (%) 14.474 27.836 38.546 49.123 59.226 67.253 75.244 Cronbach's Alpha 0.855 0.800 0.766 0.737 0.877 0.700 0.688 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Kết quả của phân tích nhân tố lần 2 cho ta 7 nhân tố với 20 biến. Giá trị phương sai trích đạt được 75,244% thoải mãn yêu cầu của phân tích nhân tố và các hệ số Eigenvalue đều lớn hơn 1, đồng thời kết quả tại bảng KMO & Bartlett’s Test c ũng đ ều đạt yêu cầu với giá trị sig.<0,05 và trị số KMO > 0,5. Sau khi hình thành 7 nhóm nhân tố mới ta tiến hành chạy Cronbach’s Alpha các nhóm và đ ã đưa ra k ết quả như bảng trên. Các hệ số Cronbach’s Alpha của các nhóm đều lớn hơn 0,6 nên các nhóm đều thoả yêu cầu. Các nhóm nhân tố mới được hình thành và đ ặt tên như sau: Bảng 2.20: Đặt tên nhân tố TT Đ ặt tên nhân tố 1 Không có s ự b ất tiện về địa lý Không có s ự b ất tiện (X1) Th ời gian mở cửa và làm việc của ngân hàng h ợp lý Chi nhánh có nhi ều ph òng giao dịch Không có sự bất tiện về không gian giao dịch 2 Thương hi ệu ngân hàng đư ợc biết đến rộng r ãi Uy tín, thương hi ệu

54 Ngân hàng ho ạt động lâu năm (X2) Nhân viên có thái đ ộ phục vụ tốt Nhân viên n ắm vững nghiệp vụ 3 Thu nh ập từ kinh doanh Thu nh ập (X3) Thu nh ập từ nguồn khác Thu nh ập từ mủ cao su 4 S ản phẩm t i ền gửi đa dạng, phong phú Chất lượng dịch vụ (X4) M ức độ bảo mật về thông tin Th ủ tục giao dịch đơn giản 5 Nhân viên có ngo ại hình dễ nhìn Nhân viên (X5) Nhân viên có trang ph ục phù hợp 6 Ngân hàng có nhi ều chương trình khuyến mãi Hình th ức chi êu th ị (X6) Ngân hàng thư ờng xuyên quảng cáo 7 Có nhi ều người thân quen g ửi tiền t ại ngân hàng Ngư ời thân quen (X7) Ngư ời thân quen làm việc tại ngân hàng  Phân tích nhân t ố khám phá EFA của biến phụ thuộc “Quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Tây Ninh” được đo lường bằng bảy biến quan sát (X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7). Các biến quan sát có hệ số factor loading nhỏ hơn 0,5 sẽ bị loại vì không đ ảm bảo đủ độ hội tụ với các biến còn lại trong thang đo. Kết quả phân tích như sau: Bảng 2.21: KMO và Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.660 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 292.433 df 21 Sig. 0.000 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02)

55 Bảng 2.22: Kết quả phân tích nhân tố thang đo Component 1 Ngư ời thân quen 0.746 Uy tín, thương hi ệu 0.710 Ngu ồn thu nhập 0.709 Hình thức chiêu thị 0.706 Không có sự bất tiện 0.610 Ch ất lượng dịch vụ 0.591 Nhân viên 0.537 Eigenvalue 2.052 Phương sai trích lu ỹ tiến (%) 61.832 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Bảy biến quan sát được rút thành một nhân tố. Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát > 0,5. Phương sai trích bằng 61,832% > 50%. Mức ý ngh ĩa c ủa kiểm định Barlett = 0,000 < 0,05 nên các biến quan sát tương quan với nhau trên phạm vi tổng thể. Hệ số KMO = 0,660 > 0,5 nên phân tích nhân tố là phù hợp. 2.3.3.5 Đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm Giả thuyết kiểm định: H o : µ = Giá trị kiểm định (Test value) H 1 : µ ≠ Giá trị kiểm định (Test value) Nếu Sig. > 0,05: không đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thiết H o. Nếu sig. < 0,05: đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thiết H o. Sau khi sử dụng phần mềm spss, cho ta bảng kết quả sau: Bảng 2.23: Kiểm định mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng TT Tiêu chí Giá tr ị TB Giá tr ị ki ểm định M ức ý ngh ĩa (Sig) 1 Không có s ự b ất tiện về địa lý 3.280 3 0.018 2 Thời gian mở cửa và làm việc của ngân hàng hợp lý 3.540 4 0.000 3 Chi nhánh có nhiều phòng giao dịch 3.350 3 0.000 4 Không có s ự b ất tiện về không gian giao dịch 3.210 3 0.076

56 5 Thương hi ệu ngân h àng được biết đến rộng rãi 3.820 4 0.056 6 Ngân hàng ho ạt động lâu năm 4.050 4 0.655 7 Nhân viên có thái đ ộ phục vụ tốt 4.410 4 0.000 8 Nhân viên n ắm vững nghiệp vụ 4.210 4 0.006 9 Thu nh ập từ kinh doanh 3.510 4 0.000 10 Thu nh ập từ nguồn khác 3.380 3 0.000 11 Thu nh ập từ mủ cao su 3.470 3 0.001 12 S ản phẩm tiền gửi đa dạng, phong phú 4.200 4 0.002 13 M ức độ bảo mật về thông tin 4.580 5 0.000 14 Th ủ tục giao dị ch đơn gi ản 4.120 4 0.132 15 Nhân viên có ngo ại hình dễ nhìn 3.900 4 0.243 16 Nhân viên có trang ph ục phù hợp 3.820 4 0.070 17 Ngân hàng có nhi ều ch ương trình khuyến mãi 3.990 4 0.925 18 Ngân hàng thư ờng xuyên quảng cáo 3.450 3 0.000 19 Có nhi ều người thân quen g ửi tiền t ại ngân hàng 3.620 4 0.001 20 Ngư ời thân quen l àm việc tại ngân hàng 3.750 4 0.024 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Dựa vào bảng kết quả kiểm định trên, ta thấy được rằng giá trị Sig. của các tiêu chí là: bất tiện về không gian giao dịch, thương hiệu ngân hàng được biết đến rộng rãi, ngân hàng hoạt động lâu năm, thủ tục giao dịch đơn giản, nhân viên có ngoại hình dễ nhìn, nhân viên có trang phục phù hợp, ngân hàng có nhiều chương trình khuyến mãi đều lớn hơn 0,05 nên không đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thiết H o. Tức là bảyyếu tố này thực sự rất ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng. Trước khi đưa ra quyết định gửi tiết kiệm thì đa số khách hàng cá nhân rất thích chọn những chương tr ình khuy ến mãi để gửi. Bên cạnh đó, ngân hàng hoạt động lâu năm, thương hiệu ngân hàng được biết đến rộng rãi là yếu tố cần thiết để khách hàng tin cậy gửi tiền. Mỗi một khách hàng khi quyết định gửi tiền tiết kiệm thì thủ tục giao dịch đơn giản là yếu tố mà họ quan tâm nhiều. Vì vậy, khi giao dịch với ngân hàng mà thủ tục rắc rối, mất nhiều thời gian của khách hàng sẽ dễ làm họ khó chịu và dễ thay đổi quyết định sau này. Khi khách hàng bước chân vào ngân hàng thì các yếu tố như: nhân viên có ngoại hình dễ nhìn, nhân viên có trang phục

57 phù hợp có tác động tích cực đến tâm lý khách hàng, tạo hình ảnh chuyên nghiệp, lịch sự của ngân hàng, tạo sự tin tưởng để khách hàng đưa ra quyết định gửi tiết kiệm vì nhân viên là ng ư ời tiếp xúc trực tiếp với khách hàng. Ngoài ra, yếu tố bất tiện về không gian giao dịch c ũng ảnh hưởng lớn đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng. Không gian giao dịch thoải mái, khách hàng sẽ cảm thấy dễ chịu, tâm trạng vui vẻ, thúc đẩy khách hàng đưa ra quyết định gửi tiền nhanh chóng hơn. 2.3.3.6 Phân tích hồi quy  Xem xét m ối t ương quan giữa các biến B ảng 2 .24: H ệ số tương quan Pearson X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 Y X1 1 0.376 0.348 0.301 0.383 0.390 0.430 0.507 X2 0.376 1 0.383 0.302 0.442 0.429 0.510 0.520 X3 0.348 0.383 1 0.401 0.413 0.312 0.310 0.500 X4 0.301 0.302 0.401 1 0.309 0.331 0.419 0.520 X5 0.383 0.442 0.413 0.309 1 0.320 0.328 0.511 X6 0.390 0.429 0.312 0.331 0.320 1 0.425 0.643 X7 0.430 0.051 0.310 0.419 0.328 0.425 1 0.537 Y 0.507 0.520 0.500 0.520 0.511 0.643 0.537 1 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Kiểm định mối tương quan dùng để xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập c ũng như gi ữa những biến độc lập với nhau. Mô hình hồi quy tốt là mô hình có hệ số tương 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 c ũng ch ỉ 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, đều nằm trong khoảng từ 0.5 đến 0.7 và hệ số tương quan giữa các biến độc lập với nhau c ũng đ ạt yêu cầu, hệ số này càng nhỏ thì sự tác động lẫn nhau của các biến độc lập càng ít. Điều này chỉ ra rằng, mô hình có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, giữa các biến độc lập với nhau và việc đưa các

58 biến độc lập vào mô hình là phù hợp. Do đó, các biến độc lập đưa ra tạo nên một ảnh hưởng nhất định đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân  Mô hình nghiên c ứu điều chỉnh: Y= ß 0 + ß 1 *X 1 + ß 2* X 2 + ß 3 *X 3 + ß 4 *X 4 + ß 5 *X 5 + ß 6 *X 6 + ß 7 *X 7 Với ß i là các hệ số hồi quy riêng của các biến độc lập. Kết quả của việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS cho ta kết quả ở bảng tóm tắt mô hình d ư ới đây: B ảng 2 .25: Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 .680 a 0.527 0.517 0.59463 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Độ phù hợp của mô hình đư ợc thể hiện qua giá trị R 2 điều chỉnh. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình 7 biến độc lập có giá trị R 2 điều chỉnh cao nhất là 0,517. Như vậy độ phù hợp của mô hình là 51,7%. Hay nói cách khác 51,7% biến thiên của biến Sự ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm được giải thích bởi 7 biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Các bước tiếp theo sẽ sử dụng mô hình hồi quy gồm 7 biến độc lập này để phân tích. Đánh giá độ phù hợp của mô hình B ảng 2 .26: ANOVA Mô hình T ổng b ình phương df Trung bình bình ph ương F Sig. 1 H ồi quy 9.57 7 1.367 8.779 0.000 S ố dư 18.999 122 0.156 T ổng 28.569 129 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) 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.

59 Giả thuyết đặt ra đó là: H 0 : Các hệ số β i = 0. H 1 : Các hệ số β i  0 Theo bảng kết quả trên thì với giá trị Sig. là 0,000 < 0,05 nên ta sẽ có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H 0 , và chấp nhận H 1 là các biến độc lập đều có những tác động nhất định đến biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố B ảng 2 .27: K ết quả hồi quy mở rộng Mô hình Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta (H ằng số) 4.29 0.240 123.952 0.000 X1 0.223 0.060 0.257 0.661 0.005 X2 0.282 0.035 0.301 2.365 0.002 X3 0.117 0.052 0.132 0.195 0.006 X4 0.368 0.060 0.425 4.829 0.000 X5 0.113 0.035 0.126 0.874 0.003 X6 0.347 0.056 0.365 4.223 0.000 X7 0.327 0.035 0.351 3.669 0.000 (Nguồn: Số liệu từ cuộc điều tra – phụ lục 02) Kiểm định t trong phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy: giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Do đó, ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng. Tất cả các nhân tố này đều có ý ngh ĩa trong mô hình và tác đ ộng cùng chiều đến sự đánh giá của khách hàng, do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương. Phương tr ình h ồi quy tổng quát của mô hình đư ợc viết lại như sau: Y= 4.29 + 0.223*X 1 + 0.282*X 2 + 0.117*X 3 + 0.368*X 4 + 0.113*X 5 + 0.347*X 6 + 0.327*X 7 Trong đó: Y: Quyết định gửi tiền tiết kiệm

60 X 1 : Không có sự bất tiện X 2 : Uy tín, thương hiệu X 3 : Nguồn thu nhập X 4 : Chất lượng dịch vụ X 5 : Nhân viên X 6 : Hình thức chiêu thị X 7 : Người thân quen Nhìn vào ph ương trình h ồi quy trên ta thấy rằng hệ số ß 0 = 4,29 có ngh ĩa là khi tất cả các hệ số khác bằng 0 hay quyết định gửi tiền của khách hàng không chịu tác động của 7 yếu tố nêu trên thì bản thân các khách hàng c ũng đã ch ịu một ảnh hưởng nhất định nào đó khác khi đưa ra quyết định gửi tiền. Các hệ số của phương tr ình đều khác 0 cho ta biết những tác động nhất định của mỗi yếu tố tham gia vào phương trình. Biến Chất lượng dịch vụ (X 4 ) có hệ số hồi quy chưa được chuẩn hoá là 0.368 ngh ĩa l à khi bi ến Chất lượng dịch vụ tăng lên 1 đơn vị thì Quyết định gửi tiền của khách hàng tăng lên 0.368 đơn vị và đây là hệ số lớn nhất trong các hệ số của các biến đưa ra. Điều đó cho thấy rằng khi gửi tiến tiết kiệm thì chất lượng dịch vụ là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng. Khách hàng thường thích gửi tiền ở những nơi có chất lượng dịch vụ tốt, có nhiều sản phẩm cho khách hàng lựa chọn, thủ tục giao dịch đơn giản và độ bảo mật về thông tin cao nên BIDV Chi nhánh Tây Ninh cần lưu tâm vấn đề này nhiều hơn để thu hút khách hàng gửi tiền tại ngân hàng mình. Chất lượng dịch vụ liên quan nhiều đến việc giữ chân khách hàng hiện tại và tạo dấu ấn tốt trong lòng khách hàng khi gửi tiền. Biến Hình thức chiêu thị (X 6 ) có hệ số hồi quy chưa được chuẩn hoá là 0,347, ngh ĩa là khi bi ến Hình thức chiêu thị tăng 1 đơn vị thì quyết định gửi tiền của khách hàng tăng 0,347 đơn vị. Hệ số này c ũng ch ỉ nhỏ hơn hệ số chất lượng dịch vụ nên mức độ ảnh hưởng của nó đến quyết định gửi tiền c ũng quan tr ọng không kém. Nó có những tác động nhất định đến biến phụ thuộc của phương tr ình. Vì sau m ỗi lần