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