7. Kết cấu của luận văn
2.3.1. Thống kê mô tả mẫu quan sát
Nghiên cứu được thực hiện dựa trên cơ sở khảo sát lấy ý kiến từ các nhà quản lý tài chính của các doanh nghiệp trên địa bàn tỉnh Phú Yên, đang vay vốn tại BIDV - Chi nhánh Phú Yên. Tổng số phiếu khảo sát phát ra là 208 phiếu, thu về 203 phiếu, đạt 97,60%. Trong 203 phiếu khảo sát thu được, có 8 phiếu khảo sát bị loại bỏ do vi phạm các cách thức trả lời như chọn nhiều hơn 1 phương án cho các câu hỏi chỉ được chọn 1 phương án, người trả lời không cung cấp đầy đủ thông tin bắt buộc, người trả lời không trả lời hết các câu hỏi. Như vậy, kết quả có 195 phiếu khảo sát hợp lệ, đạt 96,06%; số phiếu hợp lệ này sẽ được nhập liệu vào phần mềm SPSS, làm cơ sở số liệu cho nghiên cứu. Tổng hợp thông tin mẫu khảo sát được trình bày tại Bảng 2.6. Chiếm đa phần loại hình doanh nghiệp, số lượng doanh nghiệp trách nhiệm hữu hạn (TNHH) chiếm gần 49,23% với 96 doanh nghiệp, kế theo là công ty cổ phần với 91 là 8 doanh nghiệp, chiếm 4,1% mẫu khảo sát. Là tỉnh nhỏ và đang phát triển, các doanh nghiệp tại Phú Yên đa phần là các doanh nghiệp vừa và nhỏ hoặc siêu nhỏ; các doanh nghiệp có quy mô lao động duới 100 nguời chiếm đa số với 113 doanh nghiệp, xấp xỉ 57,95% mẫu khảo sát. Các doanh nghiệp có quy mô trên 250 lao động chiếm ít nhất với số luợng 34 doanh nghiệp, chiếm 17,44% mẫu khảo sát.
Tổng 195 100 Quy mô lao động Duới 100 lao động 113 57,95 57,95 Từ 100 - 250 lao động 48 24,62 82,57 Trên 250 lao động 34 1743 100 Tổng 195 100
Kết quả kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của các thành phần trong thang đo, trình bày tại Bảng 2.7, chỉ ra tất cả hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo đều lớn hơn 0,6 (thấp nhất là 0,684 của thang đo điều kiện tín dụng) và các biến quan sát thành phần đều có hệ số tuơng quan biến tổng lớn hơn 0,3 (thấp nhất là 0,463 của biến quan sát DKTD3); và do đó, các thang đo đều đáng tin cậy và thích hợp để sử dụng cho phân tích nhân tố.
sát
biến thang đo nếu
loại biến Thang đo chín 1 sách tín dụng, Cronbach’s A .pha là 0,817 CSTD1 11,66 3,423 0,554 0,827 CSTD2 11,56 3,907 0,661 0,764 CSTD3 11,47 3,714 0,742 0,729 CSTD4 11,65 3,651 0,646 0,766
Thang đo sự thuận tiện, Cronbach’s Alpha là 0,708
TT1 7,62 2,094 0,519 0,628
TT2 7,95 1,781 0,511 0,646
^TT3 7,93 1,959 0,557 0,581
Thang đo thương hiệu ngân hàng, Cronbach’s Alpha là 0,843
TH1 7,71 2,031 0,790 0,708
TH2 7,65 2,084 0,763 0,735
TH3 7,77 2,021 0,598 0,905
Thang đo nhân viên, Cronbach’s Alpha là 0,769
NV1 11,72 2,987 0,534 0,735
NV2 11,79 3,198 0,581 0,712
NV3 11,83 2,794 0,606 0,695
NV4 11,68 3,074 0,570 0,714
Thang đo điều kiện tín dụng, Cronbach’s Alpha là 0,684
DKTD1 6,93 2,718 0,503 0,584
DKTD2 7,13 2,595 0,531 0,546
QDVV2 774 1,965 0,740 0,723 QDVV3 7,86 2,120 0,671 0,791 Kiểm định KMO 0,854 Kiểm định Bartlett Giá trị χ 2 1248,693 Bậc tự do 136 Xác suất 0,000 Phương sai trích 64,714%
(Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
2.3.2.2. Phân tích nhân tố EFA
(1) Phân tích nhân tố các biến quan sát thuộc nhóm biến độc lập:
Để thực hiện quá trình phân tích này, tác giả sử dụng phương pháp xoay nhân tố (factor rotation) với phép xoay vuông góc. Việc phân tích được thực hiện theo phương pháp đưa các thang đo của các nhân tố: chính sách tín dụng, sự thuận tiện, đội ngũ nhân viên, thương hiệu ngân hàng và điều kiện tín dụng để phân tích. Kết quả phân tích nhân tố EFA được trình bày tại Bảng 2.8 và Bảng 2.9.
CSTD1 0,822 CSTD2 0,763 CSTD3 0,744 CSTD4 0,738 TT1 0,562 TT2 0,833 TT3 0,648 TH1 0,879 TH2 0,828 TH3 0,695 NV1 0,686 NV2 0,777 NV3 0,784 NV4 0,582 DKTD1 0,685 DKTD2 0,778 DKTD3 0,577
(Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
Kết quả từ Bảng 2.8 cho thấy, trị số KMO là 0,854 thỏa điều kiện lớn hơn 0,5 và nhỏ hơn 1 (0,5 < KMO = 0,854 < 1), đồng nghĩa việc phân tích nhân tố là phù hợp. Giá trị kiểm định Bartlett là 1248,693 với xác suất 0,000 thấp hơn 5%, nên các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể dữ liệu dùng để chạy EFA. Ngoài ra, tại các mức giá trị eigenvalues lớn hơn 1: từ 17 biến quan sát độc lập qua phân tích EFA phân thành 5 nhân tố với tổng phương sai trích là 64,714% và đạt yêu cầu (lớn hơn 50%), đồng nghĩa 5 nhân tố này giải thích được 64,714% biến thiên của dữ liệu. Kết quả từ Bảng 2.9 cho thấy: (i) hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5, đồng nghĩa các thang đo đạt giá trị hội tụ và (ii) các biến quan sát chỉ tải hệ số cho một nhân tố.
QDVV1 0,853 QDVV2 0,892 QDVV3 0,853 Phương sai trích 75,048% Kiểm định KMO 0,713 Kiểm định Bartlett 226,639 Xác suất 0,000
(Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
(2) Phân tích nhân tố các biến quan sát thuộc nhóm biến phụ thuộc:
Phân tích nhân tố khám phá cho các biến phụ thuộc được tiến hành với 3 biến quan sát thông qua phần mềm SPSS, được trình bày tổng hợp tại Bảng 2.10. Kết quả phân tích cho thấy có một nhân tố trích được từ 3 biến quan sát, phương sai trích được 75,048% (> 50%). Như vậy, nhân tố này có thể giải thích được 75,048% biến thiên của dữ liệu. Kết quả Bảng 2.10 chỉ ra 3 biến quan sát (QDVV1, QDVV2 và QDVV3) được nhóm thành 1 nhân tố; các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,5 nên không có biến nào bị loại, đồng nghĩa thang đo quyết định vay vốn đạt giá trị hội tụ. Ngoài ra, các kiểm định KMO và Bartlett đều thỏa mãn, khi (i) hệ số KMO là 0,713 lớn hơn 0,5; (ii) giá trị kiểm định Bartlett là 226,639 và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Tổng hợp các kết quả, tác giả có thể khẳng định phân tích EFA là đáng tin cậy và có thể sử dụng cho phân tích hồi quy ở bước tiếp theo.
(3) TH 0,362*** 0,439*** (4) NV 0,378*** 0,432*** 0,459*** 1 (5) DKTD 0,276*** 0,413*** —7—_ _ _ ***--- 0,330 0,238*** (6) QDVV 0,452*** 0,514*** 0,559*** 0,475*** 0,519*** 1 ^VIF 1,280 1,505 1,469 1,444 1,264
(Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
2.3.3. Phân tích tương quan
Để xem xét mối quan hệ giữa các khái niệm trong mô hình nghiên cứu trước khi thực hiện xây dựng phương trình hồi quy, tác giả thực hiện phân tích tương quan giữa các khái niệm nghiên cứu bằng hệ số tương quan Pearson, kết quả phân tích từ dữ liệu nghiên cứu được thể hiện trong Bảng 2.11. Kết quả cho thấy, các hệ số nằm trong khoảng từ 0,452 đến 0,559 và đều có ý nghĩa thống kê tại mức 1% (xác suất là 0,000); do đó, có mối tương quan cùng chiều đáng kể giữa biến phụ thuộc là quyết định vay vốn (QDVV) với các biến độc lập còn lại. Đồng thời, kết quả cũng chỉ ra mối tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0,238 đến 0,559 với mức ý nghĩa 1%. Có thể thấy, các hệ số tương quan đều không quá cao; hàm ý hiện tượng đa cộng tuyến có thể không phải là vấn đề cần bận tâm trong nghiên cứu này. Tuy nhiên, để tăng tính chắc chắn, kiểm định đa cộng tuyến sẽ được thực hiện bằng kiểm tra hệ số VIF; kết quả cho thấy các hệ số VIF đều nhỏ hơn 10; do đó, tác giả đủ cơ sở khẳng định không có hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo trong mô hình nghiên cứu. Tóm lại, trong tổng thể, tại mức ý nghĩa 1%, tồn tại mối tương quan thuận giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. Tác giả đưa các biến độc lập này vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc.
***---
TT 0,168 ---~—. **---
0,157
2,555 0,011
(Ghi chú: Số quan sát là 195. CSTD, TT, TH, NV, DKTD và QDVV lần lượt là thang đo chính sách tín dụng, sự thuận tiện, thương hiệu ngân hàng, đội ngũ nhân viên, điều kiện tín dụng và quyết định vay vốn. *** tương ứng mức ý nghĩa 1%.
Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
2.3.4. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập, gồm: chính sách tín dụng (CSTD), sự thuận tiện (TT), thương hiệu (TH), đội ngũ nhân viên (NV) và điều kiện tín dụng (DKTD), với 1 biến phụ thuộc là quyết định vay vốn (QDVV). Giá trị của mỗi nhân tố được dùng để hồi quy là giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc nhân tố đó. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp đưa vào một lượt (Enter). Các biến độc lập và phụ thuộc được đưa vào cùng một lúc để xem biến nào được chấp nhận. Kết quả hồi quy trình bày tại Bảng 2.12 cho thấy, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,513, đồng nghĩa độ thích hợp của mô hình là 51,3% hay 51,3% sự biến thiên của hiệu quả công việc được giải thích bởi 5 biến độc lập và 48,7% sự biến thiên còn lại được giải thích bởi các nhân tố khác, không được đưa vào mô hình nghiên cứu. Ngoài ra, hệ số DW (Durbin - Watson) bằng 2,076 nằm trong vùng chấp nhận (1 < DW < 3) nên có thể kết luận không có tương quan giữa các phần dư, hay nói cách khác mô hình không vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan. Kết quả phân tích cho thấy thống kê F có giá trị là 41,808 và có ý nghĩa tại mức 1% (xác suất là 0,000), vì vậy có thể khẳng định giá trị R2 hiệu chỉnh của mô hình hồi quy là khác 0 về mặt thống kê, hay mô hình hồi quy là phù hợp, có nghĩa là các biến độc lập sẽ giải thích được nhiều hơn 0% sự biến thiên của biến phụ thuộc, hay nói cách khác có ít nhất 1 biến độc lập có tác động đáng kể lên biến phụ thuộc. Tóm lại, tác giả hoàn toàn có thể kết luận mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và có thể sử dụng được cho tổng thể.
0,283 Hằng số -0,422 -1,329 0,185 R2 0,525 adj-R2 0,513 DW 2,076 ^F 41,808*** (0,000)
ý nghĩa 1% và 5%. Nguồn: Từ phân tích kết quả khảo sát của tác giả)
Để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc, tác giả sử dụng hệ số hồi quy chuẩn hóa. Kết quả tại Bảng 2.12 chỉ ra, cả 5 biến độc lập đều tác động cùng chiều đáng kể lên biến phụ thuộc. Các hệ số chuẩn hóa đều có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa chung 5% (xác suất đều nhỏ hơn 5%). Do đó, cả 5 giả thuyết đặt ra trong mô hình nghiên cứu chính thức đều được chấp nhận. Chi tiết cụ thể, hệ số Beta chuẩn hóa của các biến độc lập lần
lượt làβc STD = 0,165; βττ= 0,157, βτH = 0,266, βNV = 0,156; và PD KTD = 0,283. Các hệ số này cho thấy, khi các biến chính sách tín dụng (CSTD), sự thuận tiện (TT), thương hiệu (TH), đội ngũ nhân viên (NV) và điều kiện tín dụng (DKTD) tăng thêm một đơn vị, quyết định vay vốn của khách hàng doanh nghiệp tại BIDV - Chi nhánh Phú Yên tăng thêm lần lượt 0,165; 0,157; 0,266; 0,156 và 0,283. Tuy nhiên, do hệ số βD KT Dlà cao nhất, do đó, tác động của điều kiện tín dụng lên quyết định vay vốn của doanh nghiệp là cao nhất;
ngược lại, đội ngũ nhân viên ảnh hưởng ít nhất lên quyết định vay vốn của khách hàng doanh nghiệp (hệ số βN V thấp nhất).
2.4. Đánh giá thực trạng các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định
vay
vốn của khách hàng doanh nghiệp tại Ngân hàng Thương mại cổ
phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Phú Yên
2.4.1. Thực trạng chính sách vay vốn
Thực tế, các sản phẩm tín dụng tại BIDV - Chi nhánh Phú Yên tương đối đa dạng (cho vay lưu động phục vụ mục đích kinh doanh, cho vay đầu tư tài sản và dự án đặc thù, cho vay thấu chi, chiết khấu giấy tờ có giá, cùng các loại hình cho vay khác), đáp ứng hầu hết nhu cầu tài trợ của khách hàng doanh nghiệp trong tỉnh Phú Yên. Tuy nhiên, vẫn có 5 khách hàng doanh nghiệp hoàn toàn không đồng tình (chiếm 2,6%) và 17 khách hàng không đồng tình (chiếm 8,7%) với nhận định này. Một số khách hàng không hài lòng về quy mô cũng như chất lượng của các sản phẩm tín dụng. Bên cạnh đó, hầu hết khách hàng đều đánh giá cao việc đơn giản hóa và rút ngắn các thủ tục vay vốn của Chi nhánh; điểm số trung bình của biến quan sát CSTD2 là 3,88. Khi doanh nghiệp đề xuất xin vay vốn tại Chi nhánh, chuyên viên tín dụng sẽ tư vấn khách hàng các loại hồ sơ cần có (hồ sơ pháp lý, tài chính, phương án kinh doanh và đầu tư cùng các hồ sơ tài sản đảm bảo), thủ tục vay vốn một cách cụ thể và đồng hành cùng khách hàng trong quá trình vay vốn. Điều đó tạo tâm lý an tâm, các doanh nghiệp hài lòng và đánh giá cao chính sách tín dụng của Chi nhánh. Đặc biệt, với đội ngũ chuyên viên tín dụng nhiều kinh nghiệm và có trình độ cao (toàn bộ đều có bằng đại học trở lên), do đó, các quy trình thẩm định hồ sơ, thông tin khách hàng diễn ra nhanh chóng nhưng vẫn đảm bảo tính cẩn trọng, chính xác (minh chứng là chất lượng tín dụng doanh nghiệp ổn định trong giai đoạn gần đây). Do đó, các hồ sơ tín dụng
CSTD1: Các sản phẩm tín dụng đa dạng 5 (2,6%) 17 (8,7%) 26 (13,3%) 113 (57,9%) 34 (17,4%) 3,79 0,920 CSTD2: Thủ tục đi vay đơn giản 0 (0,0%) 8 (4,1%) 34 (17,4%) 126 (64,6%) 27 (13,8%) 3,88 0,682 CSTD3: Thời gian giải quyết hồ sơ nhanh chóng 0 (0,0%) 7 (3,6%) 27 (13,8%) 124 (63,6%) 37 (19,0%) 3,98 0,688 CSTD4: Lãi suất cho vay cạnh tranh 0 (0,0%) 17 (8,7%) 31 (15,9%) 122 (62,6%) 25 (12,8%) 3,79 0,773
được nhu cầu tài trợ cấp thiết của khách hàng doanh nghiệp. Không lạ khi điểm trung bình của biến quan sát CSTD3 nhận điểm trung bình 3,98, cao nhất trong thang đo chính sách vay vốn.
Bảng 2.13: Kết quả khảo sát yếu tố chính sách vay vốn.
chuẩn
năm với Chi nhánh tỏ ra không hài lòng khi doanh nghiệp của mình không được hưởng các mức lãi suất ưu đãi đặc biệt. Các doanh nghiệp mới thành lập cũng phản ánh việc lãi suất cho vay của Chi nhánh chưa cho thấy sự cạnh tranh so với các ngân hàng thương mại khác trong tỉnh Phú Yên. Đó có thể là lý do quan trọng ảnh hưởng đến việc thu hẹp quy mô và thị phần cho vay doanh nghiệp của BIDV - Chi nhánh Phú Yên thời gian gần đây.
2.4.2. Thực trạng sự thuận tiện
BIDV - Chi nhánh Phú Yên luôn cung cấp nhiều sản phẩm tiện ích, các giải pháp ngân hàng toàn diện mang lại sự tiện lợi cho doanh nghiệp. Thời gian gần đây, không cần duy trì số dư tài khoản, mọi khách hàng doanh nghiệp mở mới tài khoản tại BIDV nói chung và BIDV - Chi nhánh Phú Yên nói riêng (hoặc các khách hàng kích hoạt lại tài khoản tại BIDV) được tham gia 1 trong 2 gói tài khoản Premier Account và Capital Account để giao dịch với phí 0 đồng. Cụ thể, doanh nghiệp sẽ được hưởng các ưu đãi: (1) Miễn phí thường niên và phí chuyển tiền trên ngân hàng điện tử; (2) Miễn phí thanh toán lương, thanh toán theo bảng kê; (3) Miễn phí xây dựng kết nối giữa hệ thống của khách hàng và BIDV (kết nối ERP-BIDV IBank, thanh toán hóa đơn online, thu chi hộ điện tử, tài khoản định danh, v.v.). Thêm vào đó, BIDV - Chi nhánh Phú Yên luôn cố gắng cung cấp nhiều sản phẩm dịch vụ phi tín dụng nhằm mang lại sự thuận tiện cho khách hàng doanh nghiệp, chẳng hạn: thẻ tín dụng doanh nghiệp giúp tiết kiệm thời gian và chi phí, quản lý chi tiêu hiệu quả; dịch vụ bảo lãnh; phái sinh tài chính và hàng hóa; v.v. Do đó, chỉ tiêu TT1 nhận được đánh giá cao từ khách hàng doanh nghiệp; điểm trung bình của biến này là 4,13.
Bảng 2.14: Kết quả khảo sát yếu tố sự thuận tiện.
phẩm tiện ích, các giải
pháp ngân
hàng toàn