4.3.2 Kiểm tra tương quan tuyến tính
Bảng 4.16 Bảng hệ số tương quan TH CT AH NV LS QD QD Tương quan Pearson .363** .459** -.249** .586** .352** 1 Mức ý nghĩa 02 chiều .000 .000 .002 .000 .000 Số biến quan sát 150 150 150 150 150 150
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS)
Bảng 4.16 cho thấy tất cả 5 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu ban đầu đều có tương quan ý nghĩa tới biến phụ thuộc QD với mức độ mạnh, yếu khác nhau. Trong đó NV có tương quan mạnh nhất (0.586) và mức ý nghĩa 0.00 (**), tiếp theo là CT với tương quan là 0.459 (**), LS (0.352**), TH (0.363**) và AH (-0.249).
Như vậy hệ số hồi quy của các biến TH, CT, AH, NV, LS đều có ý nghĩa thống kê và đủ điều kiện đưa vào mô hình hồi quy tuyến tính ở phần tiếp theo hay các nhân tố uy tín thương hiệu, hình thức chiêu thị, ảnh hưởng của người quen, nhân viên ngân hàng và lãi suất đều có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của
4.3.3 Mô hình hồi quy tuyến tính Kiểm định hệ số hồi quy
Bảng 4.17 Bảng hệ số hồi quy Mẫu Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
HSHQ chuẩn hóa Kiểm định t (t-test) Mức ý nghĩa B Std. Error
Beta Dung sai VIF
1 Hằng số 1.339 .198 6.755 .000 TH .101 .035 .149 2.859 .005 .817 1.223 CT .303 .033 .460 9.051 .000 .854 1.171 AH -.193 .029 -.334 -6.610 .000 .865 1.157 NV .281 .030 .462 9.301 .000 .894 1.119 LS .110 .030 .179 3.668 .000 .932 1.073
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS)
Trong bảng 4.16 cột mức ý nghĩa Mức ý nghĩa cho thấy tất cả các biến TH, AH, NV đều có Mức ý nghĩa < nhỏ hơn 0.01. Như vậy hệ số hồi quy của các biến trên đều có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.18 Tóm tắt mô hình
Mẫu R R2 Sai số của ước lượng Durbin-Watson
1 .826a .682 .24981 1.830
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS)
Bảng 4.18 cho thấy hệ số xác định R2= 0.682 với kiểm định F= 61.74, mức ý nghĩa 0.000<0.05, do đó R2= 0.682 có ý nghĩa về mặt thống kê. Hay nói cách khác, mô hình hồi quy với 5 biến độc lập giải thích đc 68.2% sự biến thiên của biến phụ
thuộc, còn lại 31.8% là do các yếu tố khác ngoài mô hình giải thích.
Cụ thể trong bài nghiên cứu này, quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa được giải thích 68.2% thông qua uy tín thương hiệu, hình thức chiêu thị, ảnh hưởng của người quen, nhân viên, lãi suất. Chứng tỏ rằng còn một vài yếu tố khác (31.8%) chưa được đưa vào mô hình nghiên cứu. Đây chính là một trong những giới hạn của đề tài và sẽ được triển khai trong những nghiên cứu ở tương lai.
4.3.4 Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa
Dựa trên số liệu từ Bảng 4.16 Bảng hệ số hồi quy:
TH = 0.101 (t = 2.859, mức ý nghĩa = 0.005 < 0.05) => Chấp nhận CT = 0.303 (t = 9.051, mức ý nghĩa = 0.000 < 0.05) => Chấp nhận AH = -0.193 (t = -6.610, mức ý nghĩa = 0.000 < 0.05) => Chấp nhận NV = 0.281 (t = 9.301, mức ý nghĩa = 0.000 < 0.05) => Chấp nhận LS = 0.110 (t = 3.668, mức ý nghĩa = 0.000 < 0.05) => Chấp nhận Vậy mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa như sau:
QD = 1.339 + 0.101 TH + 0.303 CT – 0.193 AH + 0.281 NV + 0.110 LS Giải thích mô hình
Sự biến thiên của TH
Mô hình hồi quy tuyến tính với hệ số beta chưa chuẩn hóa cho thấy nếu TH thay đổi 1 đơn vị thì QD sẽ thay đổi tương ứng 0.101 đơn vị. Cụ thể, khi uy tín thương hiệu của khách hàng thay đổi theo chiều hướng tích cực 1 đơn vị thì quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa cũng thay đổi tương ứng 0.101 đơn vị. Điều này dễ hiểu khi ngân hàng càng uy tín và có thương hiệu nổi bật trên thị trường sẽ dễ dàng giúp khách hàng tin tưởng và an tâm khi lựa chọn để gửi gắm tài sản của cá nhân mình.
Sự biến thiên của CT
thay đổi 1 đơn vị thì QD sẽ thay đổi tương ứng 0.303 đơn vị. Cụ thể, khi hình thức chiêu thị thay đổi theo chiều hướng tích cực 1 đơn vị thì quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa cũng thay đổi tương ứng 0.303 đơn vị. Chẳng hạn nếu BIDV Bà Rịa đưa ra các chương trình khuyến mãi hấp dẫn và chú trọng trong công tác quảng bá thương hiệu, hình ảnh ngân hàng sẽ lôi kéo được khách hàng đến gửi tiết kiệm cũng như thu hút sự quan tâm của các khách hàng đang giao dịch tại ngân hàng.
Sự biến thiên của AH
Mô hình hồi quy tuyến tính với hệ số beta chưa chuẩn hóa cho thấy AH có quan hệ ngược chiều với QD. Cụ thể, khi tính ảnh hưởng từ người quen thay đổi theo chiều hướng tích cực 1 đơn vị thì quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa giảm 0.193 đơn vị hay ngược lại. Điều này có thể lý giải do tâm lý người gửi tiết kiệm muốn đảm bảo sự an toàn và riêng tư cho tài sản cá nhân nên thường không tiết lộ với quá nhiều người quen và không bị ảnh hưởng bởi tác động từ người thân hay người quen đang làm việc tại ngân hàng.
Sự biến thiên của NV
Mô hình hồi quy tuyến tính với hệ số beta chưa chuẩn hóa cho thấy nếu NV thay đổi 1 đơn vị thì QD sẽ thay đổi tương ứng 0.281 đơn vị. Khi nhân viên thay đổi theo chiều hướng tích cực 1 đơn vị thì quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa cũng thay đổi tương ứng 0.281 đơn vị. Cụ thể hơn, khi nhân viên tại BIDV Bà Rịa nắm vững chuyên môn, nghiệp vụ và luôn vui vẻ, nhiệt tình trong việc tư vấn và hỗ trợ khách hàng thì chắc chắn sẽ thỏa mãn nhu cầu của khách hàng đến gửi tiết kiệm.
Sự biến thiên của LS
Mô hình hồi quy tuyến tính với hệ số beta chưa chuẩn hóa cho thấy nếu LS thay đổi 1 đơn vị thì QD sẽ thay đổi tương ứng 0.303 đơn vị. Cụ thể, khi lãi suất thay đổi theo chiều hướng tích cực 1 đơn vị thì quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa cũng thay đổi tương ứng 0.303 đơn vị. Điều này hoàn toàn dễ hiểu khi lãi suất tăng khách hàng sẽ nhận thấy lợi ích tài chính cao
hơn, dẫn đến quan tâm đến việc gửi tiết kiệm tại BIDV Bà Rịa nhiều hơn, cũng như khi ngân hàng có nhiều phương thức trả lãi sẽ giúp khách hàng dễ dàng cân đối nguồn vốn của mình hơn.
4.3.5 Mô hình hồi quy chuẩn hóa
Bảng 4.19 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Hệ số beta chuẩn hóa KQ kiểm định
H1. TH tác động tích cực tới QD 0.149** Chấp nhận H2. CT tác động tích cực tới QD 0.460*** Chấp nhận H3. AH tác động tích cực tới QD -0.334*** Tác động tiêu cực H4. NV tác động tích cực tới QD 0.462*** Chấp nhận
H5. LS tác động tích cực tới QD 0.179*** Chấp nhận
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
Mô hình hồi quy chuẩn hóa
QD = 0.149 TH + 0.460 CT – 0.334 AH + 0.462 NV + 0.179 LS
Nhận xét:
Từ mô hình hồi quy với hệ số beta đã chuẩn hóa, chúng ta thấy biến TH, CT, NV và LS đều tác động tích cực đến QD. Cụ thể các nhân tố về uy tín thương hiệu, hình thức chiêu thị, nhân viên và lãi suất ngân hàng nếu được cải thiện sẽ giúp làm tăng quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa. Riêng biến AH có tác động ngược chiều đến QD, cho thấy việc quen biết nhân viên ngân hàng hay việc giới thiệu từ những người thân quen không phải là yếu tố chính để quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa, hay có thể nói các tác động từ bên ngoài không ảnh hưởng nhiều đến tâm lý khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa.
Bảng 4.20 Vị trí quan trọng của các yếu tố Các yếu tố Giá trị tuyệt đối Tỷ lệ (%) Thứ tự quan trọng Uy tín thương hiệu 0.149 09.41% 5 Hình thức chiêu thị 0.460 29.04% 2
Ảnh hưởng của người quen 0.334 21.09% 3
Nhân viên 0.462 29.17% 1
Lãi suất 0.179 11.30% 4
Tổng 1.584 100.00%
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
4.3.6 Dò tìm sự vi phạm của giả thuyết mô hình hồi quy tuyến tính
4.32.6.1 Hiện tượng tự tương quan
Hệ số Durbin- Watson =1.930 nằm trong khoảng từ 1-3. Do đó, có thể kết luận rằng không có hiện tượng tương quan giữa các biến độc lập.
4.3.6.2 Hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.16 Bảng hệ số hồi quy cho thấy tất cả hệ số VIF của các biến TH, CT, AH, NV, LS đều nhỏ hơn 2. Do đó, không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.3.6.3 Phân phối chuẩn
Nhìn vào biểu đồ hình chuông và biểu đồ phân phối chúng ta thấy hầu hết tất cả các cột tần số đều nằm trong biểu đồ hình chuông với trung bình của sai số gần bằng 0. Thêm vào đó, hầu hết tất cả các quan sát đều phân phối xung quanh đường hồi quy tuyến tính mẫu. Do đó, mẫu nghiên cứu có phân phối tương đối chuẩn.
Hình 4.1 Biểu đồ phân phối chuẩn
4.3.6.4 Liên hệ tuyến tính
Nhìn vào biểu đồ phân tán, chúng ta thấy tổng cộng hầu hết quan sát đều tụ lại thành những đường thẳng, có rất ít các quan sát nằm ngoài. Do đó có thể kết luận rằng liên hệ của biến độc lập và biến phụ thuộc trong nghiên cứu này là liên hệ tuyến tính.
Hình 4.2 Biểu đồ phân tán
Tóm tắt chương 4
Chương 4 tác giả đã tiến hành phân tích các dữ liệu thu thập được thông qua phần mềm xử lý SPSS nhằm đưa ra các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa.
Thông qua các kiểm định và mô hình hồi quy đã chỉ ra được năm yếu tố tác động đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng là uy tín thương hiệu, hình thức chiêu thị, ảnh hưởng của người quen, nhân viên và lãi suất.
Ngoài ra, tác giả cũng đã dò tìm sự vi phạm của giả thuyết mô hình hồi quy tuyến tính, kết quả thu được mô hình không có hiện tượng tự tương quan, không có hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối chuẩn,liên hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc là liên hệ tuyến tính, phương sai của sai số không đổi. do đó kết quả của mô hình sẽ được sử dụng cho việc đưa ra các hàm ý quản trị pháp trong phần tiếp theo.
Chương tiếp theo tác giả sẽ tóm tắt toàn bộ nghiên cứu, từ kết quả mô hình hồi quy, tác giả sẽ đề xuất các hàm ý quản trị nhằm giúp ngân hàng giữ vững nền khách hàng gửi tiết kiệm hiện hữu và gia tăng thị phần trong tương lai. Đồng thời, tác giả cũng nêu ra những hạn chế của nghiên cứu này.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1 Kết luận
Nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Thương Mại Cổ Phần Đầu tư Việt Nam – Chi nhánh Bà Rịa cho thấy uy tín thương hiệu, hình thức chiêu thị, ảnh hưởng của người quen, nhân viên ngân hàng, lãi suất đều có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân. Cụ thể nghiên cứu cho thấy:
Một yếu tố quan trọng trong lựa chọn quyết định gửi tiết kiệm được quyết định bởi uy tín của ngân hàng đó. Điều này hoàn toàn hợp lý vì khi một ngân hàng có thương hiệu uy tín sẽ tạo được lòng tin và sự an tâm đối với khách hàng, từ đó gia tăng ý định lựa chọn của khách hàng, cũng như giữ chân khách hàng trong việc tiếp tục giao dịch tại ngân hàng. Không thể phủ nhận lãi suất và các chương trình khuyến mại thường thu hút người có tiền gửi, song để lựa chọn giữa một bên là ngân hàng có thương hiệu tốt và một bên lãi suất cao thì đa số vẫn lựa chọn nơi tin cậy để gửi gắm tài sản. Điều ấy lại đúng hơn bao giờ hết trong bối cảnh ngành ngân hàng có nhiều sự việc xấu như mất tiền trong tài khoản, bắt giữ hay tranh chấp tài sản,.. xảy ra như những năm gần đây.
Hình thức chiêu thị cũng là một hướng lôi kéo và giữ chân khách hàng hữu hiệu nhờ vào các chương trình khuyến mãi đa dạng và có giá trị, các hoạt động quảng bá thương hiệu và tạo dựng hình ảnh ngân hàng. Khi mà số lượng cũng như chất lượng các sản phẩm dịch vụ của các Ngân hàng trên thị trường là tương đương và có sự chênh lệch không đáng kể thì chiêu thị mặc dù không phải là một hoạt động quá mới mẻ nhưng hoàn toàn có thể trở thành một vũ khí chiến lược giúp các ngân hàng có thể vượt qua các đối thủ để giành lấy ưu thế trên thị trường.
Bên cạnh đó, nhân viên ngân hàng là yếu tố then chốt để tạo sự gắn bó của khách hàng với ngân hàng. Sự tận tâm, nhiệt tình, chu đáo của nhân viên có thể giúp khách hàng cảm thấy thoải mái và dễ chịu khi giao dịch, nhờ đó củng cố lòng tin với ngân hàng và tăng khả năng hợp tác lâu dài.
xem xét hàng đầu. Nếu ngân hàng có lãi suất cạnh tranh và minh bạch, công khai chắc chắn sẽ làm gia tăng quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng. Tuy nhiên, nghiên cứu cũng dẫn ra lãi suất không phải là yếu tố tác động mạnh nhất đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa.
Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sự giới thiệu của người quen hay có người quen làm việc tại ngân hàng không làm gia tăng quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa. Điều này có thể lý giải do tâm lý khách hàng muốn đảm bảo tính riêng tư và an toàn của tài sản cá nhân nên ít bị tác động bởi người thân quen.
Kết quả nghiên cứu của đề tài cũng giúp tác giả đưa ra một số hàm ý quản trị giúp nâng cao quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa.
5.2 Hàm ý quản trị
Dựa vào kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất các ý kiến sau nhằm giúp nâng cao năng lực cạnh tranh của BIDV Bà Rịa đối với hoạt động huy động vốn khách hàng cá nhân, cụ thể là:
5.2.1 Yếu tố nhân viên
Nghiên cứu cho thấy yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại BIDV Bà Rịa là “Nhân viên” với hệ số beta chuẩn hóa đạt 0.462 chiếm tỷ lệ gần 30% trong 05 yếu tố nghiên cứu của đề tài. Nhân viên vui vẻ nhiệt huyết, trang phục gọn gàng, nắm vững chuyên môn nghiệp vụ và tận tâm, là các yếu tố góp phần gia tăng sự hài lòng của khách hàng.
Do đó, BIDV Bà Rịa cần chú trọng từ bước tuyển dụng và đào tạo, xây dựng đội ngũ nhân viên chuyên nghiệp để phục vụ khách hàng, cụ thể:
- Tuyển dụng và bố trí các nhân viên nhiệt tình, năng động tại các bộ phận tư vấn, tiếp nhận hồ sơ và giao dịch trực tiếp với khách hàng. Điều này có thể giúp khách hàng cảm thấy thoải mái, thân thiện khi giao dịch tại ngân hàng.
- Chú trọng trong công tác giám sát tác phong, trang phục của nhân viên, đảm bảo sự gọn gàng, thanh lịch và tạo ấn tượng tốt đẹp đối với khách hàng, cần tuân thủ bộ quy chuẩn tác phong chuyên nghiệp của ngân hàng. Khách hàng sẽ có thiện cảm
với các nhân viên có trang phục lịch sự nhã nhặn và tác phong chuyên nghiệp, giúp xây dựng hình ảnh nhân viên ngân hàng nói riêng cũng như hình ảnh của chính ngân hàng nói chung.
- Thực hiện đào tạo liên tục và thường xuyên để có thể bồi dưỡng trình độ, kiến thức đội ngũ nhân viên, nhằm nâng cao nghiệp vụ và các kỹ năng khác, đặc biệt như: Kỹ năng giao tiếp cho nhân viên, kỹ năng chăm sóc khách hàng, kỹ năng