Là một chi nhánh với lịch sử hình thành và phát triển mới chỉ có hơn 10 năm nhưng hoạt động của VRB.HCM khá hiệu quả, sản phẩm ngày càng phong phú, đa dạng, đáp ứng tốt hơn nhu cầu của khách hàng, chất lượng sản phẩm liên tục được cải tiến và hình ảnh của Ngân hàng ngày càng được biết đến rộng rãi hơn. Có thể đánh giá hoạt động của chi nhánh thông qua việc xem xét các chỉ tiêu tài chính chủ yếu của ngân hàng trong các năm vừa qua.
4.1.2.1 Huy động vốn
Bảng 4.1: Nguồn vốn huy động của VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018
Đvt: triệu đồng
Chỉ tiêu Năm
2016 2017 2018
Nguồn vốn huy động 1,432,173 1,517,853 1,243,067
(Nguồn: Báo cáo tài chính VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018)
Sau các năm hoạt động hiệu quả, chi nhánh đã tạo lòng tin cho khách hàng và nhờ vị trí gần khu dân cư có thu nhập cao nên số lượng khách hàng cá nhân và doanh nghiệp đến gửi tiết kiệm, tiền gửi thanh toán ở chi nhánh ngày một tăng. Tình hình huy động của VRB.HCM có xu hướng gia tăng khá tốt kể từ năm 2016 đến năm 2017, tuy nhiên năm 2018 là năm bùng nổ của bất động sản tại Tp Hồ Chí Minh nên nguồn tiền khách hàng đổ vào bất động sản nhiều hơn dẫn đến nguồn huy động vốn sụt giảm đáng kể. Cụ thể:
Năm 2016, tổng nguồn vốn huy động của chi nhánh đạt 1,432,173 triệu đồng. Năm 2017, nguồn vốn huy động của chi nhánh đạt được 1,517,853 tỷ đồng, tăng 85,680 triệu đồng so với năm 2016, tương ứng với tốc độ tăng 6%. Bước sang năm 2018, nguồn vốn huy động của chi nhánh đạt ở mức 1,243,067 triệu đồng, giảm 68.25 tỷ đồng so với năm 2017, tương ứng giảm 22% .
4.1.2.2 Doanh số cho vay
Bảng 4.2: Cho vay của VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018
Đvt: triệu đồng
Chỉ tiêu Năm
2016 2017 2018
Cho vay khách hàng 725,081 1,254,765 1,636,954
(Nguồn: Báo cáo tài chính VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018)
Dư nợ tín dụng theo thời hạn liên tục tăng qua các năm gần đây. Cụ thể vào năm 2017, dư nợ tăng 529,684 triệu đồng so với năm 2014, tương đương 73%. Đến năm 2018 con số này đạt 1,636,954 triệu đồng, so với năm 2017 đã tăng lên 382,189 triệu đồng, tương đương 30%. Lý giải cho sự tăng trưởng mạnh này, là do những năm gần đây, VRB.HCM đã có nhiều chính sách đáp ứng tốt nhu cầu của khách hàng hơn, cả về thời hạn vay, hạn mức vay, lãi suất vay….Đặc biêt những năm gần đây VRB.HCM đã làm việc được đối với các khách hàng doanh nghiệp lớn liên quan đến thị trường Nga và cho vay hợp vốn đối với những khách hàng lớn liên kết với Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam. VRB.HCM cũng đã đề ra nhiều biện pháp, chính sách ưu đãi để có thể vừa cho vay doanh nghiệp nhà nước vốn là khách hàng truyền thống, vừa mở rộng đối tượng khách hàng là các doanh nghiệp vừa và nhỏ, doanh nghiệp ngoài quốc doanh.
4.1.2.3 Lợi nhuận hoạt động kinh doanh
Bảng 4.3: Lợi nhuận sau thuế của VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018
Đvt: triệu đồng
Chỉ tiêu Năm
2016 2017 2018
Lợi nhuận sau thuế 30,259 24,510 21,123
(Nguồn: Báo cáo kết quả kinh doanh VRB.HCM giai đoạn 2016 - 2018)
Nhìn vào bảng kết quả hoạt động kinh doanh ta thấy lợi nhuận của chi nhánh có sự giảm sút qua những năm gần đây. Cụ thể năm 2017 lợi nhuận đạt ở mức 24,51
tỷ đồng, giảm so với năm 2016 là 5,749 tỷ đồng, tương ứng với tỷ lệ giảm 19%. Năm 2018, lợi nhuận của chi nhánh đạt ở mức 21,123 tỷ đồng, giảm 3,387 tỷ đồng so với năm 2016, tương ứng với tỷ lệ giảm 14%. Nguyên nhân của sự suy giảm này là do chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tăng dẫn đến lợi nhuận giảm.
4.1.3 Thực trạng cho vay khách hàng cá nhân tại tại Ngân hàng Liên doanh Việt - Nga Chi nhánh Tp. Hồ Chí Minh
Doanh số cho vay KHCN của VRB.HCM trong 3 năm gần đây tăng trưởng rất tốt. Cụ thể: năm 2017 đã tăng 105% so với 2016, ứng với tăng hơn 175,428 triệu đồng, năm 2018 tăng 21% so với năm 2017, ứng với mức tăng 91,593 triệu đồng. Đây là dấu hiệu tích cực cho thấy lượng KHCN đang sử dụng dịch vụ vay vốn tại ngân hàng có xu hướng tăng. Đồng thời cũng là chiến lược thúc đẩy thị trường bán lẻ nên ngân hàng đẩy mạnh hoạt động vay vốn KHCN. Sản phẩm cho vay mua nhà, sửa chữa nhà và cho vay cầm cố tăng trưởng khá tốt và cũng là 2 sản phẩm chủ đạo của VRB.HCM chiếm tie trọng lớn, các sản phẩm khác trong những năm gần đây ngân đều có xu hướng giảm bởi những những sản phẩm này tiềm ẩn rủi ro cao nên định hướng của VRB.HCM hạn chế cho vay đối với các sản phẩm này.
Bảng 4.4: Dư nợ cho vay khách hàng cá nhân của VRB.HCM giai đoạn 2016-2018
Đơn vị tính: Triệu đồng
SHADT Các sản phẩm cho vay Khách
hàng cá nhân 2016 2017 2018
1 Cho vay mua nhà, sửa chữa nhà 115,838 171,444 181,703
2 Cho vay mua ô tô 3,046 2,019 894
3 Cho vay chứng minh tài chính 10,325 20,970 700
4 Cho vay cầm cố 21,613 135,631 240,267
5 Dư nợ thẻ tín dụng 2,198 2,194 2,080 6 Cho vay nhu cầu khác 12,635 8,825 7,032 Tổng dư nợ 165,655 341,083 432,676 (Nguồn: VRB.HCM)
4.2 Kết quả nghiên cứu 4.2.1 Mô tả mẫu
Tổng số bảng câu hỏi phát ra là 250, số bảng câu hỏi thu về là 215. Sau khi kiểm tra và phân tích có 30 bảng bị loại. Do đó, có 185 bảng câu hỏi được sử dụng trong bài nghiên cứu,đảm bảo điều kiện cỡ mẫu là n = 5 x m (cỡ mẫu >125), với m = 25.
- Nghiên cứu thực hiện với 185 đối tượng tham gia nghiên cứu, có 104 người tham gia là nam chiếm 56.2% và 81 người là nữ chiếm 43.8%.
- Về độ tuổi, nhóm tuổi dưới 30 tuổi có 77 người chiếm tỉ lệ cao nhất 41.6%, tiếp đó là nhóm 30-45 tuổi có 52 người tham gia chiếm 28.1%, nhóm 45 - 60 tuổi có 34 người chiếm tỉ lệ 18.4%, nhóm trên 60 tuổi có 22 người tham gia chiếm tỉ lệ thấp nhất 11.9%.
- Về thu nhập, nhóm thu nhập 10 - 20 triệu/tháng có 110 người chiếm tỉ lệ cao nhất 59.5%, nhóm trên 20 triệu/tháng có 43 người chiếm tỉ lệ 23.2%, nhóm 5 - 10 triệu/tháng có 28 người chiếm 15.1%, nhóm dưới 5 triệu/tháng có 4 người chiếm tỉ lệ thấp nhất 2.2%.
- Về học vấn, nhóm dưới cao đẳng có 8 người tham gia chiếm tỉ lệ thấp nhất 4.3%, nhóm cao đẳng có 46 người tham gia chiếm tỉ lệ 24.9%, nhóm sau đại học có 27 người chiếm tỉ lệ 14.6%, nhóm đại học có 104 người chiếm tỉ lệ cao nhất 56.2%.
- Về nghề nghiệp, nhóm cán bộ công nhân viên có 84 người chiếm tỉ lệ cao nhất 45.4%, nhóm lao động phổ thông có 31 người chiếm tỉ lệ 16.8%, nhóm kinh doanh có 28 người chiếm tỉ lệ 15.1%, nhóm hưu trí có 24 người chiếm tỉ lệ 13%, nhóm nghề nghiệp khác có 18 người chiếm tỉ lệ thấp nhất 9.7%.
Bảng 4.5: Mô tả thông tin đối tượng tham gia khảo sát theo đặc điểm nhân khẩu học.
Đặc điểm đối tượng khảo sát Tần số Tần suất % Giới Nam 104 56.2 Nữ 81 43.8 Tổng 185 100.0 Độ tuổi Dưới 30 tuổi 77 41.6 30-45 tuổi 52 28.1 45- 60 tuổi 34 18.4 Trên 60 tuổi 22 11.9 Tổng 185 100.0 Thu nhập Dưới 5 triệu 4 2.2 5-10 triệu 28 15.1 10-20 triệu 110 59.5 Trên 20 triệu 43 23.2 Tổng 185 100.0 Học vấn Dưới cao đẳng 8 4.3 Cao đẳng 46 24.9 Đại học 104 56.2 Sau đại học 27 14.6 Tổng 185 100.0 Nghề nghiệp
Cán bộ, công nhân viên 84 45.4
Kinh doanh 28 15.1
Lao động phổ thông 31 16.8
Hưu trí 24 13.0
Khác 18 9.7
Tổng 185 100.0
4.2.2 Phân tích độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach Alpha
Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s alpha. Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha của 7 thang đo bao gồm 6 thang đo độc lập và 1 thang đo phụ thuộc cho thấy:
- Thang đo chính sách tín dụng (CSTD) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.817>0.6 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.576 – 0.678 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
- Thang đo hình ảnh và danh tiếng (HADT) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.2<0.6 và các hệ số tương quan biến tổng HADT1 (0.206), HADT2 (0.232), HADT3 (-0.239), HADT4 (0.244) đều <0.3, vì vậy loại yếu tố hình ảnh và danh tiếng (HADT) không đưa vào các bước phân tích tiếp theo.
- Thang đo sự thuận tiện (TT) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.615>0.6 và có hệ số tương quan biến tổng của biến TT4=-0.007<0.3, vì vậy loại biến TT4 và thực hiện kiểm định lại. Sau khi chạy kiểm định lại, thang đo Thuận tiện có hệ số cronbach’s alpha tổng thể là 0.837>0.6 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.690 -0.708 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
- Thang đo ảnh hưởng (AH) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.776 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.556 - 0.668 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
- Thang đo quảng bá của ngân hàng (QB) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.624>0.6 có hệ số tương quan biến tổng của biến QB1=0.285<0.3, vì vậy loại biến QB1 và thực hiện kiểm định lại. Sau khi chạy kiểm định lại, thang đo quảng bá của ngân hàng có hệ số cronbach’s alpha tổng thể là 0.719>0.6 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.564 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
- Thang đo chất lượng dịch vụ (CLDV) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.815 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.604 – 0.681 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
- Thang đo quyết định vay vốn (QDVV) có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.823 và hệ số tương quan biến tổng ở mức cho phép 0.640 – 0.772 (>0.3) cho thấy các biến thành phần có mối quan hệ rất chặt chẽ.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định thang đo Cronbach’s alpha của các quan sát sau khi loại biến xấu
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Chính sách tin dụng (CSTD), Cronbach’s alpha = 0.817
CSTD1 10.21 8.773 .576 .799
CSTD2 10.08 8.129 .659 .761
CSTD3 10.27 8.916 .678 .758
CSTD4 10.28 7.886 .655 .764
Thuận tiện (TT), Cronbach’s alpha = 0.837
TT1 7.35 3.532 .708 .765
TT2 7.18 3.868 .690 .786
TT3 7.23 3.332 .706 .770
Ảnh hưởng (AH), Cronbach’s alpha =0.776
AH1 6.97 3.912 .620 .690
AH2 6.75 3.669 .668 .634
AH3 6.85 4.564 .556 .757
Quảng bá của ngân hàng (QB), Cronbach’s alpha =0.719
QB2 3.87 1.027 .564
QB3 3.75 .832 .564
Chất lượng dịch vụ (CLDV), Cronbach’s alpha = 0.815
CLDV1 9.26 4.476 .618 .777
CLDV2 9.25 4.764 .604 .782
CLDV3 9.31 4.282 .647 .763
CLDV4 9.35 4.651 .681 .750
QDVV1 7.34 3.084 .649 .802
QDVV2 7.26 3.565 .772 .678
QDVV3 7.41 3.645 .640 .793
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Kết quả kiểm định được trình bày ở bảng 2.7 cho thấy các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha >0.6, các hệ số Cronbach’s Alpha tổng thể nằm trong khoảng 0.7-0.9, đồng thời hệ số tương quan biến tổng đều >0.3 (giá trị nhỏ nhất là 0.556). Như vậy, sau khi đánh giá độ tin cậy thang đo thì mô hình bao gồm 6 yếu tố là: chính sách tín dụng, thuận tiện, ảnh hưởng, quảng bá, chất lượng dịch vụ, quyết định vay vốn. Các yếu tố này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA.
4.2.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.2.3.1 Phân tích nhân tố đối với biến độc lập
Tiến hành phân tích yếu tố đối với 16 biến sau khi sử dụng phương pháp hệ số Cronbach’s Alpha để loại bỏ biến xấu. Kết quả phân tích EFA thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn cho thấy:
- Theo bảng 4.7 cho thấy chỉ số KMO có giá trị = 0.811 thỏa mãn 0.5≤KMO≤1. Như vậy phân tích nhân tố phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Barllett có giá trị sig = 0.0000 <0.05 do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau trong mỗi nhóm yếu tố.
Bảng 4.7: Bảng hệ số KMO và kiểm định Barlett’s
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 0.811 Kiểm định BartleHADT's Chi bình phương 1180.548 Df 120 Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Theo bảng 4.8 cho thấy có 16 biến quan sát đo lường 5 yếu tố ảnh hưởng. Phương sai trích được trích vào 5 yếu tố, tại giá trị Eigenvalue 5 = 1.180 lớn hơn 1 và tổng giá trị phương sai cộng dồn của các yếu tố là 71.364% >50% đáp ứng tiêu
chuẩn. Kết luận: 71.364% thay đổi của các yếu tố được giải thích bởi các biến quan sát.
Bảng 4.8: Bảng hệ số Eigenvalues
Thành phần
Giá trị Eigenvalues Tổng bình phương tích lũy Tổng % biến
thiên % tích lũy Tổng % biến thiên % tích lũy 1 4.953 30.953 30.953 4.953 30.953 30.953 2 2.152 13.453 44.406 2.152 13.453 44.406 3 1.719 10.743 55.149 1.719 10.743 55.149 4 1.414 8.837 63.985 1.414 8.837 63.985 5 1.180 7.378 71.364 1.180 7.378 71.364 6 .635 3.966 75.330 7 .577 3.605 78.934 8 .533 3.334 82.268 9 .459 2.868 85.136 10 .421 2.632 87.768 11 .383 2.394 90.162 12 .358 2.237 92.399 13 .355 2.220 94.619 14 .316 1.978 96.597 15 .295 1.841 98.438 16 .250 1.562 100.000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Theo bảng 4.9 cho thấy có 5 nhân tố thích hợp đại diện cho các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của khách hàng. Tất cả các biến quán sát được rút trích vào các yếu tố đều có trọng số tải yếu tố (factor of loading) lớn hơn 0.5.
Bảng 4.9: Bảng kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA Biến quan sát Yếu tố 1 2 3 4 5 CSTD3 .837 CSTD4 .795 CSTD2 .776 CSTD1 .718 CLDV4 .848 CLDV3 .743 CLDV1 .731 CLDV2 .706 TT2 .824 TT1 .815 TT3 .814 AH2 .855 AH1 .847 AH3 .740 QB2 .847 QB3 .797
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập của ma trận xoay nhân tố trên cho thấy, hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều thỏa mãn điều kiện khi phân tích nhân tố là hệ số tải nhân ≥0.5 và số yếu tố tạo ra khi phân tích nhân tố là 5 yếu tố với 16 biến quan sát. Kiểm định Cronbach’s Alpha tất cả các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0.6 đồng thời có tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.5. Vì thế, kết quả EFA được chấp nhận và được sử dụng cho phân tích hồi quy ở nội dung tiếp theo.
4.2.3.2 Phân tích nhân tố đối với biến phụ thuộc
Tương tự như đối với phân tích biến độc lập ở trên, ta tiến hành phân tích EFA thang đo quyết định vay vốn của khách hàn. Kết quả phân tích theo bảng 2.11 cho ta thấy chỉ số KMO có giá trị = 0.685 thỏa mãn 0.5≤KMO≤1. Như vậy phân tích nhân tố phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Barllett có giá trị sig = 0.0000 <0.05. kết luận các biến quan sát có tương quan với nhau trong mỗi nhóm nhân tố.
Bảng 4.10: Bảng hệ số KMO và kiểm định Barlett’s
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 0.685 Kiểm định BartleHADT's Chi bình phương 222.820 Df 3 Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
Theo Bảng 4.10 cho ta thấy 3 biến quan sát đo lường 1 yếu tố. Phương sai trích được trích vào 1 yếu tố, tại giá trị Eigenvalue 1 = 2.247 lớn hơn 1 và tổng giá trị phương sai cộng dồn của các yếu tố là 74.884% >50% đáp ứng tiêu chuẩn. Kết luận: 74.884% thay đổi của các yếu tố được giải thích bởi các biến quan sát.
Bảng 4.11: Bảng hệ số Eigenvalues
Thành phần
Giá trị Eigenvalues Tổng bình phương tích lũy Tổng % biến thiên % tích lũy Tổng % biến
thiên % tích lũy 1 2.247 74.884 74.884 2.247 74.884 74.884 2 .481 16.043 90.927 3 .272 9.073 100.000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS)
- Bảng 4.11 cho ta thấy có 1 nhân tố thích hợp đại diện cho yếu tố quyết định vay vốn của khách hàng. Tất cả các biến quan sát được rút trích vào 1 yếu tố đều có hệ số tải nhân lớn hơn 0.5.
Bảng 4.12: bảng kết quả phân tích nhân tố