Hong tí nd ng

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) các nhân tố ảnh hưởng đến huy động tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV chi nhánh vũng tàu côn đảo (Trang 73)

Biểu đồ 4 4: T nh h nh ư nợ tín dụng giai đo n 2015 - 2017

(Ngu – I - o, 2017)

Từ (bi 4.4) ta thấy về ư nợ tín dụng c a V - hi nh nh V ng T u ôn ảo c sự tăng trưởng qua từng thời kỳ trong giai đo n 2015-2017, năm 2016 ư nợ cho vay các thành phần kinh tế tr n địa n l 1,729 t đồng tăng 29,4 tương ứng với 393 t đồng so với năm 2015, năm 2017 ư nợ cho vay l 1,912 t đồng tăng 10,6 tương ứng với 183 t đồng so với năm 2016. Tốc độ tăng trưởng trung ình l 32 . Nhìn chung, ho t động tín dụng v quy mô t n ụng c a V - hi nh nh V ng T u

ôn ảo phát triển tốt trong giai đo n 2015-2017, với tốc độ tăng trưởng cơ cấu tín dụng h ng năm được thay đổi th o hướng tích cực, chất lượng tín dụng được kiểm soát ch t chẽ, t lệ nợ xấu đ t ở mức thấp, mức ình qu n trung ình l 1,93 nhưng mục tiêu c a chi nhánh vẫn là kiểm soát ch t chẽ chất lượng nợ tín dụng để đảm bảo hiệu quả kinh oanh h ng năm.

4.1.5. Thực tr ng khách hàng cá nhân gửi tiền tiết kiệm t i BIDV - Chi nhánh Vũng Tàu C n Đảo

Quy mô và tốc độ tăng trưởng nguồn tiền gửi là một trong những chỉ ti u để đánh giá khả năng huy động c a ng n h ng thương m i. Trong những năm qua V - hi nh nh V ng T u ôn ảo luôn quan t m đến việc phát triển dịch vụ tiền gửi tiết kiệm vì ịch vụ tiền gửi tiết kiệm rất quan trọng trong việc cung cấp, t o nguồn vốn cho ngân hàng. Các dịch vụ được ph t triển v cung cấp ằng nhiều hình thức để thu hút khách hàng từ c c th nh phần kinh tế xã hội. ịch vụ tiền gửi tiết kiệm không kỳ h n và tiền gửi tiết kiệm có kỳ h n từ 1 đến 36..., th ng . Trả lãi ằng c c hình thức như: Trả lãi trước, trả lãi sau, trả lãi định kỳ, tiết kiệm t ch l y, tiết kiệm dự thưởng, đ p ứng nhu cầu lựa chọn c a kh ch h ng. Tổng vốn huy động từ tiền gửi c a V - hi nh nh V ng T u ôn ảo có sự tăng trưởng trong giai đo n 2015 - 2017.

4 ấ t ki

Bảng 4 4: Cơ ấu tiền gửi của khá h hàng á nhân 2015 - 2017

( : Tỷ ng

CHỈ TIÊU Năm 2015 Năm 2016 Năm 2017

số tiền % số tiền % số tiền %

Tiền gửi tiết kiệm 524 67 761 69 873 65

Vc nh n kh c 261 33 335 31 474 35

Tổng huy động vốn 785 100 1,096 100 1,347 100

Biểu đồ 4 5: Cơ ấu tố độ tăng trưởng tiền gửi của khá h hàng 2015 - 2017

(Ngu – I - o, 2017)

Qua số liệu (b ng 4.4) v iểu đồ tăng trưởng cho thấy nguồn tiền gửi tiết kiệm c a cá nhân t i V - hi nh nh V ng T u ôn ảo tăng ần qua c c năm cụ thể; năm 2016 c t lệ tăng trưởng cao nhất l 45,2 tương ứng với 237 t đồng so với 2015, năm 2017 tăng 14,7 so với năm 2016 tương ứng với 112 t đồng. Về quy mô tiền gửi tiết kiệm, năm 2015 t trọng l 67 trong tổng vốn huy động, năm 2016 c t trọng cao nhất l 69 v năm 2017 t trọng tiền gửi tiết kiệm giảm còn 65 . ối với huy động vốn c nh n kh c c ng tăng trưởng qua c c năm nhưng thấp hơn so với tiền gửi tiết kiệm, về quy mô thì năm 2015 c t trọng l 33 , năm 2016 c t trọng l 31 , năm 2017 c t trọng l 35 trong tổng vốn huy động.

Như vậy c thể thấy vốn huy động tiền gửi tiết kiệm c nh n tăng ần qua từng thời kỳ, điều n y chứng tỏ ng n h ng đã c những ch nh s ch khuyến mãi, tăng lãi suất thu hút kh ch h ng gửi tiền.

4 ấ t ki m theo kỳ h

Bảng 4 5 Cơ ấu tiền gửi tiết kiệm theo kỳ h n 2015 - 2017

( : Tỷ ng)

CHỈ TIÊU Năm 2015

Năm 2016 Năm 2017

số tiền % số tiền % số tiền %

Tiền gửi c kỳ h n 654 83.31 905 82.57 1,112 82.55 Tiền gửi không kỳ h n 131 16.69 191 17.43 235 17.45 Tổng huy động vốn 785 100 1,096 100 1,347 100

(Ngu – I - o, 2017)

Biểu đồ 4 6: Cơ ấu tố độ tăng trưởng tiền gửi của khá h hàng 2015 - 2017

(Ngu – I - o, 2017)

Qua số liệu ( 4.5) v iểu đồ tăng trưởng cơ cấu tiền gửi tiết kiệm theo kỳ h n c a kh ch h ng c nh n giai đo n 2015 - 2017 có sự thay đổi. Tiền gửi tiết kiệm không kỳ h n năm 2016 tăng 45,8 so với năm 2015, năm 2017 tăng 23 so với năm 2016. Về quy mô tiền gửi không kỳ h n c t trọng trung ình l 17,2 trong đ , năm 2015 l 16,69 , năm 2016 l 17,43 , năm 2017 l 17,45 trong tổng vốn huy động. ối với tiền gửi c kỳ h n c sự tăng trương năm sau luôn cao hơn năm trước, năm 2016 tăng 38 , năm 2017 tăng 23 . Về quy mô tiền gửi c kỳ h n t trọng tăng

trưởng trung ình l 82,8 trong đ , năm 2015 l 83,31 , năm 2016 l 82,57 , năm 2017 l 82,55 trong tổng vốn huy động. Từ kết quả ph n t ch cho thấy tiền gửi c kỳ h n chiếm ưu thế hơn so với tiền gửi không c kỳ h n vì tiền gửi c kỳ h n được chia th nh nhiều kỳ h n kh c nhau như từ 1 th ng đến 36 th ng, ... với mức lãi suất tương ứng, đ p ứng với nhu cầu lựa chọn v mục đ ch sử ụng vốn c a kh ch h ng.

ể đ t được kết quả tr n V - hi nh nh V ng T u ôn ảo đã đưa ra thực hiện một số c c iện pháp nâng cao chất lượng phục vụ kh ch h ng như:

X y ựng, sửa chữa c c trụ sở giao ịch khang trang, trang ị c c công cụ, thiết ị tiện ch phục vụ kh ch h ng. X y ựng ch nh s ch lãi suất ph hợp với những iến động c a thị trường tiền tệ.

X y ựng anh mục sản phẩm dịch vụ tiện ích, khuyến mãi, tri n kh ch h ng v t o sự thoải mái cho khách hàng, đảm ảo thời gian giao dịch nhanh ch ng,

ệ thống quy trình th tục giao ịch với kh ch h ng thường xuy n được cập nhật điều chỉnh ph hợp, đơn giản ho c c th tục cho kh ch h ng.

huẩn ho đội ng c n ộ nh n vi n trẻ c trình độ cao giỏi về nghiệp vụ, đ o t o kiến thức, k năng cần thiết trong giao tiếp t o sự an t m cho kh ch h ng.

Tuy nhiên, bên c nh những kết quả đã đ t được, từ thực tr ng công t c huy động tiền gửi tiết kiệm c a V - hi nh nh V ng T u ôn ảo giai đo n 2015-2017 vẫn còn tồn t i những kh khăn h n chế nhất định.

4 1 6 H n hế và nguy n nhân

4 H

ết quả ph n t ch công t c huy động vốn, ho t động tín dụng và thực tr ng khách hàng cá nhân sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm t i V - hi nh nh V ng T u ôn ảo c những h n chế sau:

- Nguồn vốn huy động tăng qua c c năm, tốc độ tăng trưởng trung ình l 32 , tuy nhiên nguồn vốn huy động vẫn chưa đ p ứng được nhu cầu sử dụng vốn t i địa phương.

- Các dịch vụ hiện đ i chưa nhiều và tiện ch chưa phong phú.

- ối th c nh tranh: ịa bàn tỉnh Bà Rịa V ng T u nhỏ bé, kinh tế còn nhiều h n chế, tuy nhiên l i hội tụ đầy đ c c ng n h ng Thương m i Nh nước, ng n h ng TM P, c c qu t n ụng nh n dân, vì vậy việc kinh doanh diễn ra trong môi trường c nh tranh quyết liệt, thị phần tiền gửi tiết kiệm c a ngân hàng ngày càng bị chia nhỏ với c c ng n h ng kh c, việc tăng trưởng nguồn vốn, tín dụng, dịch vụ g p nhiều khó khăn trong việc huy động vốn từ dịch vụ tiền gửi tiết kiệm.

- Sức hấp dẫn từ thị trường bất động sản, thị trường chứng khoán, thị trường v ng v ngo i tệ l một trong những nguy cơ ảnh hưởng trực tiếp đến việc thu hút kh ch h ng c nh n gửi tiết kiệm t i ng n h ng.

- Chất lượng phục vụ c a đội ng nh n vi n còn nhiều h n chế, chưa đồng ộ, chưa linh ho t trong việc giải quyết vấn đề thắc mắc, khiếu n i,...

4.1.6.1. Nguyên nhân

- Do thực hiện chính sách lãi suất trần c a Hiệp hội ngân hàng nên công tác huy động vốn g p không t kh khăn trong công t c huy động vốn tiền gửi tiết kiệm

- Công tác quảng thương hiệu còn nhiếu h n chế, thiếu sự phối hợp, gắn kết ch t chẽ giữa các bộ phận nghiên cứu sản phẩm o đ ảnh hưởng đến sức c nh tranh với c c ng n h ng kh c tr n địa n.

- Nền kinh tế ph t triển, tiền nh n rỗi được đổ v o c c k nh đầu tư như thị trường bất động sản, thị trường chứng kho n, nghĩa l nguồn tiền nhàn rỗi từ n cư đã được sử dụng, o đ tiền gửi tiết kiệm v o ng n h ng ị giảm sút. n c nh đ thị trường vàng biến động v người n c xu hướng cất giữ v ng hơn l mang tiền gửi tiết kiệm o vậy ng n h ng c ng g p không t những kh khăn.

- hất lượng phục vụ phần lớn l kh ch h ng tiếp xúc trực tiếp với nh n vi n, để l m h i lòng kh ch h ng c nh n về các dịch vụ tiền gửi tiết kiệm thì nh n vi n cần phải linh ho t ch động tìm hiểu, xử lý tình huống yếu k m v giúp đỡ kh ch h ng đối với dịch vụ c a ngân hàng.

Như vậy, từ những kh hăn h n chế v nguy n nh n, ng n h ng cần phải nghiên cứu để đưa ra c c giải ph p thiết thực, có tính khả thi cao, đồng thời ph t huy những m t m nh, khắc phục những h n chế nhằm phục vụ nhu cầu kh ch h ng ng y c ng tốt hơn v đ m l i hiệu quả tốt nhất cho ng n h ng.

giả thuyết nghi n cứu.

4 2 Kiểm định và đánh giá thang đo 4 2 1 Kiểm định Cron a h’s A pha

Phương ph p ph n t ch ron ach’s lpha nhằm đ nh gi mức độ ch t chẽ c a c c thang đo tương quan với nhau, cho phép lo i bỏ những biến không phù hợp và các biến rác trong mô hình. Trong nghiên cứu n y người viết chọn tiêu chuẩn đ nh gi thang đo l 0,6 ron ach’s lpha 0,95, hệ số tương quan iến tổng >0,3 và các biến c tương quan với iến tổng <0,3 được xem là biến rác. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). ết quả ph n t ch ron ach’s lpha c c iến quan s t c a nh n tố độc lập được mô tả trong ảng 4.6). ( 4)

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo Biến

quan sát

Trung nh thang đo nếu

o i iến

Phương sai thang đo nếu

o i iến Tương quan iến tổng Cron a h’s A pha nếu o i iến Thương hiệu, Cron a h’s A pha = 0,760 – ần 1

TH1 13.7989 7.427 .596 .693

TH2 13.7778 7.152 .618 .683

TH3 13.7672 7.467 .582 .698

TH4 15.4444 8.876 .286 .796

TH5 13.7725 7.389 .576 .700

Thương hiệu, Cron a h’s A pha = 0,796 – ần 2

TH1 11.60 5.304 .636 .731

Biến quan sát

Trung nh thang đo nếu

o i iến

Phương sai thang đo nếu

o i iến Tương quan iến tổng Cron a h’s A pha nếu o i iến TH3 11.57 5.523 .568 .764 TH5 11.58 5.331 .596 .751

i suất, Cron a h’s A pha = 0,686 ần 1

LS1 13.8677 5.764 .416 .647

LS2 13.8571 5.347 .559 .586

LS3 13.9683 5.595 .425 .643

LS4 13.9048 5.331 .535 .595

LS5 15.3228 6.071 .291 .701

i suất, Cron a h’s A pha = 0,701 ần 2

LS1 11.46 3.803 .478 .643 LS2 11.45 3.823 .489 .636 LS3 11.56 3.748 .452 .660 LS4 11.50 3.645 .527 .612 Sản phẩm ị h vụ, Cron a h’s A pha =0,695 ần 1 SPDV1 14.3386 5.970 .525 .614 SPDV2 14.2063 6.111 .478 .634 SPDV3 14.3651 6.254 .438 .651 SPDV4 14.2646 5.685 .599 .580 SPDV5 15.7566 7.079 .237 .732 Sản phẩm ị h vụ, Cron a h’s A pha =0,732 ần 2 SPDV1 11.86 4.236 .563 .648 SPDV2 11.73 4.443 .486 .693 SPDV3 11.89 4.440 .484 .694 SPDV4 11.79 4.232 .558 .651

Biến quan sát

Trung nh thang đo nếu

o i iến

Phương sai thang đo nếu

o i iến Tương quan iến tổng Cron a h’s A pha nếu o i iến Chất ượng ị h vụ, Cron a h’s A pha = 0,794

CLDV1 15.47 7.708 .634 .735

CLDV2 15.64 8.232 .495 .780

CLDV3 15.49 8.336 .532 .768

CLDV4 15.48 8.070 .555 .761

CLDV5 15.47 7.474 .657 .727

Sự thuận tiện, Cron a h’s A pha = 0,723 ần 1

STT1 14.3333 5.745 .577 .637

STT2 14.3862 5.919 .532 .656

STT3 15.9947 7.697 .160 .780

STT4 14.4180 5.851 .552 .648

STT5 14.4127 5.414 .604 .623

Sự thuận tiện, Cron a h’s A pha = 0,780 ần 2

STT1 11.94 4.619 .609 .715

STT2 11.99 4.824 .548 .746

STT4 12.03 4.749 .573 .733

STT5 12.02 4.393 .612 .713

(Ngu n: Phân tích d li u kh o sát, 2018)

Quan s t ( ) cho thấy, c c nh n tố c a thang đo đảm ảo về độ tin cậy với hệ số ron ach’s lpha >0,6, tuy nhi n một số iến quan s t được đ nh gi l không đ t y u cầu o hệ số tương quan iến tổng <0,3 cụ thể như sau:

Nh n tố sự thuận tiện, c 5 iến quan s t. Kết quả kiểm định cho thấy c c iến đều c hệ số tương quan iến tổng >0,3, ngo i trừ iến STT3 c hệ số tương quan iến tổng l 0,160 <0,3 v npha nếu lọai iến thì hệ số ron ach’s lpha sẽ được cải thiện l n 0,780 >0,723 vì vậy biến STT3 không được chấp nhận. Ngo i ra, hệ số

ron ach’s lpha >0,6 n n thang đo Sự thuận tiện đ t y u cầu về độ tin cậy v c c iến ph hợp được đưa v o ph n t ch nh n tố F ở ước tiếp th o.

Nh n tố chất lượng ịch vụ, c 5 iến quan s t. ết quả kiểm định cho thấy cả 5 iến đều c hệ số tương quan iến tổng >0,3 v hệ số ron ach’s lpha l 0,794 >0.6 n n thang đo chất lượng ịch vụ đ t y u cầu v c c iến n y được đưa v o ph n t ch nh n tố ở ước tiếp th o.

Nh n tố sản phẩm ịch vụ, c 5 iến quan s t. ết quả kiểm định cho thấy c c iến đều đ t y u cầu, ngo i trừ iến SP V5 c hệ số tương quan iến tổng <0,3 v lpha nếu lo i iến thì hệ số ron ach’s lpha l 0,732 >0,695 vì vậy iến SP V5 không được chấp. Ngo i ra, hệ số ron ach’s lpha >0,6 n n thang đo sản phẩm ịch vụ đ t y u cầu về độ tin cậy v c c iến ph hợp được đưa v o ph n t ch nh n tố.

Nh n tố lãi suất, c 5 iến quan s t. ết quả kiểm định cho thấy c c iến đều đ t y u cầu, ngo i trừ iến LS5 c hệ số tương quan iến tổng <0,3 v lpha nếu lo i iến thì hệ số ron ach’s lpha l 0,701 >0,686 vì vậy iến LS5 không được chấp. Ngo i ra, hệ số ron ach’s lpha >0,6 n n thang đo lãi suất đ t y u cầu về độ tin cậy v c c iến ph hợp được đưa v o ph n t ch nh n tố ở ước tiếp th o.

Nh n tố thương hiệu, c 5 iến quan s t. ết quả kiểm định cho thấy c c iến đều đ t y u cầu, ngo i trừ iến T 4 c hệ số tương quan iến tổng <0,3 v lpha nếu lo i iến thì hệ số ron ach’s lpha sẽ được cải thiện l 0,796 >0,760 vì vậy iến T 4 ị lo i. Ngo i ra, hệ số ron ach’s lpha >0,6 n n thang đo thương hiệu đ t y u cầu về độ tin cậy v c c iến ph hợp được đưa v o ph n t ch nh n tố.

ết quả ph n t ch ron ach’s lpha c c iến quan s t c a nh n tố huy động tiền

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) các nhân tố ảnh hưởng đến huy động tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng BIDV chi nhánh vũng tàu côn đảo (Trang 73)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(157 trang)