Mẫu nghiên cứu được lấy theo phương pháp lấy mẫu thuận tiện (phi xác suất) và được khảo sát với những khách hàng cá nhân đang vay vốn tại VRB.HCM.
Kích thước mẫu phụ thuộc vào phương pháp phân tích, nghiên cứu này có sử dụng nhân tố khám phá (EFA), phân tích nhân tố cần có mẫu ít nhất là 125 quan sát, được tính dựa trên lý thuyết Hair & cộng sự (2006), yêu cầu tối thiểu là 5 mẫu cho 1 biến quan sát. Do đó, mô hình có 25 biến quan sát thì số mẫu tối thiểu là n = 25 x 5 = 125 mẫu. Tuy nhiên để đảm bảo độ tin cậy cho các thông tin thu được từ phiếu điều tra tác giả sẽ phỏng vấn 250 khách hàng.
Bảng câu hỏi gồm 25 phát biểu, mỗi câu hỏi được đo lường dựa trên thang đo Likert 5 điểm. Sau khi tiến hành thu thập dữ liệu, sẽ chọn ra các mẫu trả lời hữu ích nhất để nhập vào chương trình SPSS phục vụ cho quá trình phân tích.
3.2.2 Phương pháp xử lý dữ liệu
3.2.2.1 Kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha.
Thực hiện phép kiểm định Cronbach Alpha để đánh giá sự hội tụ của từng thành phần trong thang đo, kết quả phép kiểm định đề nghị giữ lại những biến quan sát có ý nghĩa đóng góp thực sự vào việc đo lường khái niệm nghiên cứu. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), các câu hỏi có hệ số tương quan biến - tổng nhỏ hơn 0,3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn chọn thang đo khi có độ tin cậy alpha từ 0,6 trở lên. Cụ thể: Cronbach’s Alpha > 0.8 thì độ tin cậy của thang đo là tốt, từ 0.7 đến 0.8 thì độ tin cậy của thang đo sử dụng được, từ 0.6 đến 0.7 là có thể sử dụng được trong các nghiên cứu mới. Luận văn sẽ loại bỏ các câu hỏi có hệ số tương qua biến - tổng nhỏ hơn 0.4 và khi alpha có giá trị lớn hơn 0.6 được xem là có độ tin cậy.
3.2.2.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Nhằm nhận diện các nhân tố giải thích cho các biến thành phần. Phân tích nhân tố khám phá sẽ trả lời câu hỏi liệu các biến quan sát dùng để xem xét sự tác động của các yếu tố thành phần đến quyết định vay vốn của KHCN có độ kết dính cao không và chúng có thể rút gọn lại thành một số yếu tố ít hơn để xem xét hay không. Các tham số thống kê trong phân tích EFA như sau:
- Đánh giá chỉ số Kaiser-Mayer-Olkim (KMO) để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố khám phá phá. Nếu KMO nằm trong khoảng từ 0.5 đến 1 thì phân tích nhân tố khám phá sẽ phù hợp.
- Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết H0: Độ tương quan giữa các biến số quan sát bằng 0. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (sig <0.05) thì các biến có tương quan với nhau trong tổng thể.
- Các hệ số tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0.5 trong EFA sẽ tiếp tục bị loại để đảm bảo sự hội tụ giữa các biến. Phương pháp trích hệ số sử dụng là Principal Components và điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue lớn hơn 1, tổng phương sai trích bằng hoặc lớn hơn 50%.
- Trong nghiên cứu này, tác giả quyết định sử dụng tiêu chuẩn sau để thực hiện phân tích nhân tố khám phá:
+ Kiểm định Barlett có ý nghĩa thống kê (sig <0.05).
+ Giữ lại các biến có hệ số tải nhân tố (factor loading) > 0.5 và điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue lớn hơn 1, tổng phương sai trích bằng hoặc lớn hơn 50%.
3.2.2.3 Phân tích hồi quy tuyến tính
Được sử dụng để đánh giá mức độ tác động của từng nhân tố đến quyết định vay của khách hàng cá nhân. Phân tích hồi quy tuyến tính được sử dụng để kiểm định mối tương quan tuyến tính giữa các biến trong mô hình: giữa các biến độc lập với nhau và giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Có hai phương pháp để đánh giá mức độ tương quan trong phân tích hồi quy tuyến tính. Thứ nhất là qua đồ thị phân tán và hệ số tương quan Pearson. Trong đó, hệ số tương quan Pearson càng tiến đến 1 thì hai biến có mối tương quan càng chặt chẽ (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Ngoài ra, tác giả cũng xem xét mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau để đảm bảo đa cộng tuyến không xảy ra đảm bảo mô hình hồi quy tuyến tính sử dụng được. Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005 cho biết thì đa cộng tuyến có thể được kiểm định thông qua hệ số phóng đại phương sai (VIF) và VIF >10 thì sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Sau khi phân tích tương quan giữa các biến sử dụng, tác giả sẽ thực hiện các kỹ thuật hồi quy dựa trên ước lượng bình phương nhỏ nhất với điều kiện là phân phối chuẩn được đảm bảo. Bên cạnh đó, hệ số góc thu được trong phương trình hồi quy tuyến tính sẽ đại diện cho mức độ ảnh hưởng của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc. Trong trường hợp các biến sử dụng cùng một thang đo định danh có giá trị từ 1 đến 5, thì hệ số góc càng lớn thì biến độc lập càng có ảnh hưởng mạnh đến biến phụ thuộc hơn so với các biến độc lập khác.
Trong nghiên cứu này, tác giả quyết định sử dụng tiêu chuẩn sau trong phân tích hệ số tương quan và hồi quy tuyến tính:
- Hệ số R2 hiệu chỉnh, do R2 hiệu chỉnh có khuynh hướng là một ước lượng lạc quan của thước đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu trong trường hợp có
hơn 1 biến giải thích trong mô hình. - Kiểm định F để xem xét mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể.
- Đánh giá mức độ tác động (mạnh/yếu) giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc thông qua hệ số Beta.
- Cuối cùng, nhằm đánh giá độ tin cậy của phương trình hồi quy được xây dựng cuối cùng là phù hợp, một loạt các dò tìm vi phạm của giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính được thực hiện. Các giả định được kiểm định bao gồm giả định về liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập, tính độc lập của phần dư và hiện tượng đa cộng tuyến.
TÓM TẮT CHƯƠNG 3
Trong chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn dịch vụ cho vay của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Liên doanh Việt - Nga chi nhánh Thành phố Hồ Chí Minh đồng thời xây dựng các thang đo.
Chương tiếp theo tác giả sẽ trình bày kết quả nghiên cứu thông qua kết quả khảo sát và chạy bằng phần mềm SPSS.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Tổng quan về ngân hàng Liên doanh Việt - Nga chi nhánh Tp. Hồ Chí Minh Minh
4.1.1Vài nét về Ngân hàng Liên doanh Việt - Nga Chi nhánh Tp. Hồ Chí Minh Minh
4.1.1.1 Giới thiệu chung về Ngân hàng Liên doanh Việt - Nga
Ngày 19/11/2006 Ngân hàng Liên doanh Việt - Nga chính thức được thành lập và đi vào hoạt động. VRB ra đời là kết quả của sự hợp tác về mặt kinh tế giữa Chính phủ và Ngân hàng trung ương của hai nước Việt Nam và Nga, mở ra cơ hội hợp tác giữa hai nền kinh tế, hai hệ thống tài chính. VRB đã vinh dự được đón Chủ tịch nước Nguyễn Minh Triết và Tổng thống Liên bang Nga Vladimir V.Putin đến thăm nhân ngày khai trương. VRB là Ngân hàng Liên doanh giữa hai Ngân hàng hàng đầu của hai nước là Ngân hàng đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV) và Ngân hàng VTB (trước là Ngân hàng ngoại thương Nga Vneshtorgbank) với mức góp vốn điều lệ như nhau. Việc thành lập VRB nhằm mục tiêu ngoài nhiệm vụ phát triển quan hệ chính trị, thương mại hai nước, mục tiêu phát triển VRB trở thành NHTM kinh doanh đa năng theo mô hình ngân hàng hiện đại với nguyên tắc phát triển bền vững, an toàn, hiệu quả và hội nhập. Chỉ số an toàn vốn tối thiểu đạt 8%, đáp ứng đầy đủ các chỉ số an toàn trong hoạt động ngân hàng theo thông lệ quốc tế. Thu nhập về hoạt động dịch vụ (bao gồm cả dịch vụ tư vấn) và đầu tư tài chính chiếm không thấp hơn 40% thu nhập.
Vốn điều lệ của VRB đã tăng từ 10 triệu USD khi mới thành lập lên 30 triệu USD năm 2007, 62,5 triệu USD năm 2008, 168,5 triệu USD (tương đương 3 nghìn tỷ đồng Việt Nam) vào đầu năm 2011, với tỷ lệ góp vốn ngang nhau.
VRB là một trong những đơn vị đi đầu về phát triển mạng lưới trong khối các ngân hàng liên doanh tại Việt Nam. Hiện nay VRB có 6 Chi nhánh, Sở giao dịch ở các vùng kinh tế trọng điểm của đất nước: Hà Nội, Hải Phòng, Đà Nẵng, Khánh
Hòa, Vũng Tàu, Tp. Hồ Chí Minh, có Văn phòng đại diện và Ngân hàng 100% thuộc sở hữu vốn của VRB tại Liên bang Nga.
4.1.1.2 Cơ cấu tổ chức của VRB.HCM
VRB được thành lập vào quý I năm 2008. Bộ máy tổ chức và nhân sự của VRB.HCM được điều chỉnh theo từng thời kỳ, tính tới thời điểm hiện tại tổng số cán bộ công nhân viên chi nhánh là 50 người trong đó 23 nam, 27 nữ (bao gồm cả Ban lãnh đạo và cán bộ chính thức).
Trụ sở : Tầng trệt, tầng lửng, tầng hai Tòa nhà số 472 Nguyễn Thị Minh Khai, Phường 2, Quận 3, Tp. Hồ Chí Minh.
Về cơ cấu tổ chức được thể hiện qua sơ đồ sau:
Hình 4.1: Sơ đồ tổ chức của VRB.HCM
(Nguồn: Cơ cấu tổ chức và hoạt động của VRB.HCM)
Hiện nay, VRB.HCM có 1 phòng giao dịch trực thuộc là: Phòng Giao dịch Bến Thành: 16 Phó Đức Chính, Phường Nguyễn Thái Bình, Quận 1, Tp. Hồ Chí Minh.
Trình độ chuyên môn:
- Thạc sĩ: 14 người, tỷ lệ 28%, trong đó 3 người tốt nghiệp thạc sĩ nước ngoài;
GIÁM ĐỐC Phòng Quan hệ khách hàng Phòg Quản lý rủi ro Phòng Dịch vụ khách hàng Phòng Kế toán tổng hợp Phòng Giao dịch Bến Thành Phòng Kế hoạch nguồn vốn Tổ xử lý nợ Phó Giám đốc 1 Phó Giám đốc 2
- Đại học: 35 người, tỷ lệ 70%, trong đó 5 người tốt nghiệp đại học nước ngoài;
- Cao đẳng: 1, tỷ lệ 2%.
4.1.2 Kết quả hoạt động của VRB.HCM trong những năm gần đây
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%,