Nội dung của bảng câu hỏi được xây dựng dựa trên việc tham khảo các nghiên cứu, các lý thuyết của các tác giả trong và ngồi nước về hành vi tiêu dùng, chất lượng dịch vụ và mơ hình nghiên cứu về quyết định lựa chọn ngân hàng của khách hàng.
Bước 1. Xác định dữ liệu cần thu thập:
Dữ liệu cần thu thập trong đề tài này là các thơng tin về cá nhân người ra quyết định gửi tiền, các thơng tin khảo sát dựa trên thang đo nháp…
Bước 2: Xác định dạng khảo sát:
Việc khảo sát sẽ được thực hiện bằng cách phỏng vấn trực tiếp khách hàng, đến giao dịch tại ngân hàng, gửi email và gọi điện thoại cho khách hàng từ danh sách khách hàng được lựa chọn một cách ngẫu nhiên trên cở sở dữ liệu của ngân hàng.
Đối với những phiếu điều tra phỏng vấn trực tiếp khách hàng, sau khi khách hàng trả lời, tác giả sẽ nhận lại ngay phiếu khảo sát. Đối với những phiếu điều tra gửi đến khách hàng qua email, sau một tuần nếu khơng nhận được phản hồi từ khách hàng, tác giả sẽ điện thoại xác nhận lại với khách hàng hoặc phỏng vấn trực tiếp khách hàng qua điện thoại.
Bước 3: Thiết kế bảng câu hỏi (chi tiết được trình bày trong phụ lục 1).
Bước 4: phỏng vấn, tham khảo ý kiến của một số đồng nghiệp, bạn bè và thực hiện điều chỉnh cho phù hợp. Bảng câu hỏi sau khi chỉnh sửa lần một, tác giả tiến hành phỏng vấn thử khoảng 10 khách hàng để đáng giá sơ bộ khả năng cung cấp thơng tin của khách hàng đồng thời hiệu chỉnh một số từ ngữ cho phù hợp và dễ hiểu hơn. Dựa vào kết quả này, hồn tất bảng câu hỏi và tiến hành khảo sát.
Phương pháp thu thập dữ liệu:
Tác giả mời một vài đồng nghiệp đang cơng tác tại các điểm giao dịch của VCB trên địa bàn thành phố Rạch Giá cùng tác giả thực hiện khảo sát số liệu. Những thang đo nào mà người tham gia hiểu chưa đúng thì sẽ được tác giả hoặc khảo sát viên giải thích để họ hiểu rõ và trả lời đúng hướng.Với 200 phiếu khảo sát đã được phát ra, Kết quả số phiếu thu về là 188 phiếu trong đĩ cĩ 32 bảng khảo sát khơng hợp lệ do đối tượng trả lời bảng câu hỏi khuyết, các câu trả lời trùng lắp và thơng tin khơng logic
thiếu độ chính xác. Sau khi đọc sốt phiếu và kiểm tra, kết quả mẫu khảo sát hợp lệ sử dụng cho nghiên cứu chính thức là 150 phiếu.
Sau khi nhận được tồn bộ bảng câu hỏi cần thiết, dữ liệu được mã hố, làm sạch và phân tích, xử lý dữ liệu với phần mềm SPSS.
3.5. Phƣơng pháp phân tích dữ liệu
Phương pháp thống kê sử dụng mức cĩ ý nghĩa alpha chọn trong đề tài này là 0.05 (alpha = 0.05). Số liệu thu thập được phân tích bằng phần mềm SPSS. Quá trình phân tích dữ liệu được thực hiện qua các giai đoạn sau:
3.5.1. Phân tích thống kê mơ tả
Sử dụng các cơng cụ thống kê như tần số, tỷ lệ phần trăm nhằm tìm hiểu đặc điểm mẫu nghiên cứu: giới tính, độ tuổi, trình độ, nghề nghiệp…Đồng thời sử dụng các thống kê như trung bình, độ lệch chuẩn để đánh giá phân bố và mức độ đồng ý của người trả lời đối với các biến quan sát.
3.5.2. Đánh giá sơ bộ thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha
Một thang đo được xem là cĩ giá trị khi nĩ đo lường đúng cái cần đo, cĩ nghĩa là phương pháp đo lường đĩ khơng cĩ sai lệch mang tính hệ thống và sai lệch ngẫu nhiên. Do đĩ, thang đo áp dụng phải đạt độ tin cậy. Nhiều nhà nghiên cứu đồng ý rằng khi Cronbach alpha từ 0.8 trở lên đến gần 1 thì thang đo lường tốt, từ 0.7 đến 0.8 là chấp nhận được. Tuy nhiên, cũng cĩ nhiều nhà nghiên cứu cho rằng Cronbach alpha từ 0.6 trở lên là cĩ thể sử dụng được trong trường hợp khái niệm đang đo lường là mới hoặc mới đối với người đang trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Nunally và Burstein, 1994 trích trong sách Nguyễn Đình Thọ 2012). Trong nghiên cứu này, tác giả quyết định sử dụng tiêu chuẩn Cronbach alpha bằng 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng (correcteed item total correlation) của các biến quan sát nhỏ hơn 0.3 bị loại.
3.5.3. Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA – Exploratory Factor Analysis) Exploratory Factor Analysis)
Phân tích nhân tố sẽ trả lời câu hỏi liệu các biến quan sát dùng để xem xét sự tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng cĩ độ gắn kết cao hay khơng và chúng cĩ thể gom gọn lại thành một nhân tố ít hơn để xem xét khơng. Những biến khơng đảm bảo độ tin cậy sẽ bị loại khỏi thang đo. Các tham số thống kê trong phân tích EFA như sau:
- Đánh giá chỉ số Kaiser – mayer – Olkin (KMO) để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố khám phá, chỉ số KMO phải lớn hơn 0.5 (Nguyễn Đình Thọ, 2012).
- Kiểm định Bartlett dùng để xem xét giả thuyết các biến khơng cĩ tương quan trong tổng thể. Kiểm định Bartlett phải cĩ ý nghĩa thống kê (Sig ≤ 0.05) thì các biến quan sát cĩ tương quan với nhau trong tổng thể (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
- Các trọng số nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0.5 trong EFA sẽ tiếp tục bị loại để đảm bảo hội tụ giữa các biến (Nguyễn Đình Thọ, 2012). Phương pháp trích hệ số sử dụng là Principal Components và điểm dừng khi trích các nhân tố cĩ Eigenvalue lớn hơn 1, tổng phương sai trích bằng hoặc lớn hơn 50% (Nguyễn Đình Thọ, 2012).
3.5.4. Phân tích hồi quy tuyến tính
Đối với các yếu tố định tính, cĩ thang đo định danh hoặc thứ bậc, tác giả thực hiện phân tích Anova để khám phá sự khác biệt giữa các nhĩm. Sau đĩ mã hố thành biến giả (Dummy) để tiến hành hồi quy.
Trước hết, sẽ xem xét hệ số tương quan giữa quyết định gửi tiền và các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền của khách hàng cá nhân tại VCB Kiên Giang. Tiếp đến là kiểm định mơ hình lý thuyết thơng qua phân tích hồi quy tuyến tính đa biến bằng phương pháp bình phương bé nhất thơng thường (Ordinary least Square – OLS) và qua đĩ xác định cường độ tác động của từng yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền.
Phương trình hồi quy cĩ dạng:
Y = β0 + β1 X1 + β2X2 + …. + βnXn
Y là biến phụ thuộc: Quyết định gửi tiền của khách hàng cá nhân tại Vietcombank Kiên Giang.
X là biến độc lập thứ i
Trình tự phân tích hồi quy tuyến tính trong bài nghiên cứu này được thực hiện như sau:
- Phương pháp đưa các biến vào phân tích hồi quy là phương pháp đưa các biến vào một lượt (phương pháp Enter).
- Kiểm định đa cộng tuyến nhằm kiểm tra tính độc lập giữa các biến độc lập trong mơ hình hồi quy. Kiểm định bằng VIF = 1/(1 – R2i) trong đĩ R2
i là giá trị R2 của mơ hình hồi quy mà biến phụ thuộc là biến độc lập thứ i (Xi) cịn biến độc lập là các biến độc lập cịn lại, cĩ nghĩa là R2i là phần của biến độc lập Xi được giải thích bởi các biến độc lập cịn lại. Vì vậy, khi R2i càng cao thì mối quan hệ giữa Xi với các biến độc lập khác càng chặt chẽ, điều này làm cho giá trị VIFi càng lớn mà khi VIFi càng lớn thì biến độc lập Xi dễ là nguyên nhân gây nên sự khơng an tồn trong việc giải thích kết quả hồi quy, hay nĩi cách khác là nĩ khơng cĩ giá trị giải thích biến thiên của Y. Thơng thường, giá trị VIFi lớn hơn 10 (tức R2 > 90%) thì chính biến đĩ gây nên đa cộng tuyến (Hair & ctg, 2006).
- Kiểm định hệ số hồi quy: nhằm chấp nhận hay bác bỏ các giả thuyết đặt ra trong phần trình bày của giả thuyết nghiên cứu. Để kiểm định hệ số hồi quy, tác giả dùng kiểm định t, với bậc tự do là (n - p -1) trong đĩ, p chính là số biến độc lập trong mơ hình hồi quy.
Giả thuyết:
H0: βi = 0 (biến độc lập thứ i khơng ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Y) H1: βi ≠ 0 (biến độc lập thứ i cĩ ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Y)
Dấu của hệ số hồi quy: trong hồi quy đa biến thì các hệ số hồi quy được dùng là giá trị hồi quy đã chuẩn hố (là trọng số mà chúng ta đã chuẩn hố các biến) nhằm đánh giá tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc, nếu hệ số này càng cao thì tác động của biến độc lập tương ứng càng mạnh và ngược lại.
- Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy đối với tập dữ liệu, tác giả sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square). R2 càng tiến về giá trị 1 thì các biến độc lập giải thích càng nhiều sự biến thiên của biến phụ thuộc.
- Kiểm định F để xem xét mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể.
Giả thuyết H0 = β0 = β1 = β2 = …. = βi = 0
Tác giả sẽ dùng kiểm định Chi - bình phương căn cứ vào mức ý nghĩa quan sát mà SPSS đưa ra trong bảng Omnibus Test of Model Coefficients để quyết định bác bỏ hay chấp nhận H0 (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05 cho phép bác bỏ H0.
TĨM TẮT CHƢƠNG 3
Trong chương 3, tác giả đã trình bày quy trình và các bước thực hiện nghiên cứu. Đồng thời, xác định rõ đối tượng khảo sát là các khách hàng cá nhân đã và đang giao dịch tiền gửi tại các điểm giao dịch của VCB Kiên Giang trên địa bàn thành phố Rạch Giá với kích thước mẫu dự kiến là 150 người, các giai đoạn thiết kế bảng câu hỏi, phương pháp thu thập và phân tích dữ liệu. Thơng qua nghiên cứu định tính và phỏng vấn thử tác giả đã tiến hành điều chỉnh thang đo nháp thành thang đo chính thức phù hợp hơn gồm 28 biến quan sát thuộc thành phần quyết định gửi tiền của khách hàng cá nhân, cụ thể như sau: Thang đo “Sự tin cậy”; Thang đo “Khả năng đáp ứng”; Thang đo “Sự đảm bảo”; Thang đo “Sự tiện lợi”; Thang đo “Khả năng tiếp cận”; Thang đo “Dịch vụ giá trị gia tăng”; Thang đo “Lãi suất”.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.1. Thực trạng huy động tiền gửi của Vietcombank Kiên Giang giai đoạn 2010- 2014
4.1.1 Tình hình huy động vốn tiền gửi của VCB KG giai đoạn 2010 - 2014
Trong giai đoạn 2010 - 2014, do ảnh hư ởng của suy thối kinh tế tồn cầu , thị
trư ờng tài chính trong nu ̛ ớc và trên thị trư ờng quốc tế diễn biến phức tạp, tình hình lạm phát trong nư ớc tă ng cao, cạnh tranh gay gắt về huy đọ ̂ ng vớn giữa các tở chức tín dụng trong nu ̛ ớc làm ảnh hu ̛ ởng tới hoạt đọ ̂ ng huy độ ng vớn của hệ thớng VCB trong đĩ cĩ VCB Kiên Giang.
Với mục tiêu trở thành mộ t ngân hàng đa nă ng, chính sách huy độ ng vớn của Vietcombank KG khơng chỉ hư ớng tới các khách hàng bán buơn truyền thống mà cịn khơng ngừng mở rọ ̂ ng hoạt độ ng huy độ ng vớn tới các khách hàng bán lẻ, các doanh nghiệ p vừa và nhỏ . Với chiến lư ợc cạn h tranh bằng sự khác biẹ ̂ t trên nền tảng cơng nghệ quản lý vốn của ngân hàng hiệ n đại, các sản phẩm tiền gửi của Vietcombank KG đã mang lại cho khách hàng những lợi ích khác biệ t so với sản phẩm cùng loại trên thị trư ờng.
Bảng 4.1: Tình hình huy động tiền gửi của VCB KG giai đoạn 2010-2014
Chỉ tiêu ĐVT Năm 2010 2011 2012 2013 2014 Huy động vốn từ nền kinh tế Tỷ VND 953 1.578 1.701 1.552 2.223 Tốc độ tăng trưởng % 65,58 7,80 91,24 43,23 - Tổ chức kinh tế Tỷ VND 381 663 711 596 856 Tốc độ tăng trưởng % 74 7,24 (16,17) 43,62
- Dân cư Tỷ VND 572 915 990 956 1.367
Tốc độ tăng trưởng % 66,26 8,20 (3,43) 43
(Nguồn: Vietcombank Kiên Giang)
Năm 2010, tổng nguồn vốn huy động từ kinh tế của Chi nhánh đạt 953 tỷ đồng, trong đĩ, vốn huy động từ TCKT là 381 tỷ đồng chiếm 40% trong tổng nguồn vốn huy động từ nền kinh tế, huy động từ dân cư đạt 572 tỷ đồng chiếm 60% trong tổng nguồn
vốn huy động từ nền kinh tế, tăng 60,84% so cùng kỳ năm trước và vượt 25.56% kế hoạch năm 2010. Năm 2011, nguồn vốn huy động từ nền kinh tế của Chi nhánh đạt 1.578 tỷ đồng, tăng 66% so với cuối năm 2010 và đạt 132% kế hoạch TW giao, trong đĩ, huy động vốn từ dân cư tăng 66,26% so với năm 2010 chiếm 57,98% trong tổng nguồn vốn huy động tiền gửi. Năm 2012, số dư huy động từ nền kinh tế đạt 1.701 tỷ đồng, tăng 7.8% so với cuối năm 2011, đạt 102% kế hoạch năm 2012, trong đĩ, huy động từ dân cư đạt 990 tỷ đồng tăng 8,2% so với năm 2011 chiếm 58,20% trong tổng nguồn vốn huy động. Năm 2013, nguồn vốn huy động của chi nhánh đạt 1.552 tỷ đồng, giảm 8.75% so với năm 2012, trong đĩ, tiền gửi từ TCKT đạt 596 tỷ đồng, giảm 23,60%, tiền gửi dân cư đạt 956 tỷ đồng, tăng 3,80%. Năm 2014 nguồn vốn huy động từ nền kinh tế của chi nhánh đạt 2.223 tỷ đồng tăng 43% so với năm 2013 đạt 108,89% kế hoạch TW giao. Mặc dù huy động vốn từ TCKT là 856 tỷ đồng tăng 43,6% so với năm 2013 nhưng chỉ đạt 90,07% kế hoạch TW giao. Huy động từ dân cư là 1.367 tỷ đồng tăng 43% so với năm 2013 đạt 125,32% kế hoạch.
Trước những khĩ khăn và diễn biến khĩ lường về lãi suất huy động, sự cạnh tranh giữa các ngân hàng diễn ra ngày càng gay gắt, để giữ được thị phần huy động vốn, Ban giám đốc luơn bám sát tình hình lãi suất huy động trên địa bàn để cĩ những chỉ đạo kịp thời, tất cả CB-CNV đều cố gắng làm tốt cơng tác huy động vốn của mình, sự chuẩn hĩa trong cơng tác chăm sĩc và phục vụ khách hàng của giao dịch viên cũng như cơng tác kiểm tra chất lượng dịch vụ của Trung Ương thơng qua khách hàng bí mật. Chính vì vây, nguồn vốn huy động của Chi nhánh nhìn chung cĩ sự tăng trưởng tốt.
Bảng 4.2 Cơ cấu tiền gửi của KHCN giai đoạn 2010 -2014
Chỉ tiêu ĐVT Năm
2010 2011 2012 2013 2014
Tiền gửi KHCN Tỷ VND 572 915 990 956 1.367
- Khơng kỳ hạn Tỷ VND 71 148 110 98 250
Tỷ trọng % 12,41 16,17 11,11 10,25 18,29
- Cĩ kỳ hạn Tỷ VND 501 767 880 858 1.117
Tỷ trọng % 87,59 83,83 88,89 89,75 81,71
gửi của khách hàng cá nhân . Điều đĩ cho thấy, trong những nă m qua các chính sách liên quan đến hoạt độ ng huy động vốn đới với KHCN cĩ hiệ u quả, đảm bảo tă ng trư ởng ổn định . Vì vậ y trong thời gian tới , Vietcomban KG cần chú trọng trong việ c hồn thiệ n và phát triển sản phẩm tiền gửi cĩ kỳ hạn đới với KHCN.
Nhìn chung, hoạt độ ng huy động vốn tiền gửi đới với KHCN cĩ mức ta ̆ ng trư ởng khá tốt và đều đạ ̆ n là nhờ vào các chu ̛ ơ ng trình huy đọ ̂ ng trải đều trong nă m, chính sách lãi suất linh hoạt ... Điều này thể hiệ n sự nhìn nhậ n của xã
hộ i đới với uy tín và thu ̛ ơ ng hiệ u của Vietcombank , cũng như khẳng định Vietcombank KG đã đi đúng định hư ớng của chiến lư ợc phát triển nhằm duy trì, ổn định, bền vững nguờn vớn huy độ ng tiền gửi. Qua đĩ, cũng thấy đư ợc tầng lớp dân
cư đã thay đởi dần thĩi quen dùng tiền mặ t, cất trữ tiền mặ t hay cất trữ vàng sang sử dụng các hình thức thanh tốn khơng dùng tiền mặ t.
Bên cạnh những kết quả đạ t đư ợc, trong giai đoạn 2010 – 2014, cơng tác Huy động vốn tiền gửi đới với KHCN cũng gạ ̆ p nhiều khĩ khă n, đặ c biệ t nă m 2013 do tác độ ng của chính sách tiền tẹ ̂ thắt chặ t và chính sách kiểm sốt thị trư ờng ngoại hối nghiêm ngạ ̆ t, ngân hàng phải đới mạ ̆ t vớ i nhiều thách thức hơ n do sự cạnh tranh khơng lành mạnh của các tở chức tín dụng khác với cách thức