ĐVT: tỷ đồng Năm 2016 2017 2018 2019 Tổng vốn huy động 6.480 6.994 7.158 8.647 Cá nhân 5.999 6.715 6.765 8.106 Tổ chức 467 279 393 492 Tỷ trọng cá nhân/ tổng vốn huy động 92,58% 96,01% 94,51% 93,74%
Nguồn: Báo cáo hoạt động kinh doanh, Agribank CN Nam Đồng Nai
Nhìn vào bảng 4.1 có thể thấy trong cơ cấu nguồn vốn thì nguồn vốn huy động từ khách hàng cá nhân luôn chiếm tỷ trọng cao trong tổng nguồn vốn huy động. Cụ thể, năm 2016 nguồn vốn huy động từ cá nhân là 5.999 tỷ đồng chiếm 92,58% tổng nguồn vốn huy động; Năm 2017 nguồn vốn huy động từ cá nhân là 6.715 tỷ đồng chiếm 96,01% tổng nguồn vốn huy động; Năm 2018 nguồn vốn huy động từ cá nhân là 6.756 tỷ đồng chiếm 94,51% tổng nguồn vốn huy động; Năm
2018 nguồn vốn huy động từ cá nhân là 8.106 tỷ đồng chiếm 93,74% tổng nguồn vốn huy động.
Trong 04 năm 2016-2019, tiền gửi khách hàng cá nhân luôn gia tăng về giá trị tuyệt đối cho thấyhách hàng tin tưởng, qua đó ngân hàng cũng khẳng định được thương hiệu, chiếm được lòng tin của người dân khi quyết định gửi tiền vào ngân hàng. Tiền gửi cá nhân chủ yếu là tiền gửi tiết kiệm có kỳ hạn nên đây là nguồn huy động vốn ổn định. Tiền gửi tổ chức chiếm tỷ trọng nhỏ, nguồn vốn này thường huy động từ các đơn vị như bảo hiểm xã hội, điện lực, các đơn vị, công ty có hoạt động sản xuất kinh doanh trên địa bàn huyện để phục vụ cho mục đích chi lương và các khoản thanh toán nên không ổn định.
Dựa trên sự gia tăng nhanh chóng của nguồn vốn đầu vào, Agribank CN Nam Đồng Nai đã mở rộng hoạt động tín dụng, từ đó tạo ra sự tăng lên nhảy vọt của tổng thu nhập, lợi nhuận, đặc biệt trong giai đoạn 2019, được thể hiện qua biểu đồ 4.1.
Biểu đồ 4.1: Kết quả hoạt động của Agribank CN Nam Đồng Nai trong giai đoạn 2016-2019
450 420.6 400 350 331 300284.7 250 236 224 196 200 187 159 150 100 86.5 50 33.5 44.4 56.4 0 2016 2017 2018 2019
Tổng thu nhập Tổng chi phí Lợi nhuận trước thuế
Nguồn: Báo cáo hoạt động kinh doanh, Agribank CN Nam Đồng Nai
Nhìn vào biểu đồ có thể thấy, tổng thu nhập của chi nhánh tăng dần trong giai đoạn nghiên cứu, từ 196 tỷ đồng năm 2016 đã tăng lên 420,6 tỷ đồng năm 2019. Tốc độ tăng trưởng tổng thu nhập của chi nhánh qua các năm lần lượt là 20%, 21% và đặc biệt năm 2019 lên đến 48%. Nguyên nhân thu nhập của chi nhánh tăng cao chủ yếu do tăng trưởng thu nhập từ lãi - nguồn thu từ hoạt động cho vay khi đây là nguồn thu nhập chiếm đến 90% tổng thu nhập của chi nhánh. Nguồn thu nhập phi lãi từ các hoạt động cung cấp dịch vụ là có tăng nhưng mức tăng còn thấp và chiếm tỷ trọng thấp trong nguồn thu của ngân hàng. Trong giai đoạn nghiên cứu, ngoài cho vay sản xuất nông nghiệp, nông dân và các công ty sản xuất nông sản, chi nhánh còn mở rộng cho vay tiêu dùng, mua nhà, sửa chữa nhà và liên kết với một số các công ty cho vay mua xe ô tô…
Khi thu nhập tăng lên, chi phí hoạt động bao gồm chi phí lãi và chi cho các hoạt động khác của ngân hàng cũng tăng lên đáng kể. Trong đó, chi phí huy động chiếm tỷ trọng lớn. Do có liên kết với các hội nông dân cũng như lợi thế thương hiệu về ngân hàng hoạt động trong lĩnh vực nông nghiệp, mạng lưới rộng khắp và là ngân hàng 100% vốn Nhà nước nên nguồn vốn huy động của chi nhánh không
ngừng tăng lên. Mặc dù chi phí tăng nhưng mức tăng trưởng chi phí thấp hơn hoặc bằng so với mức tăng thu nhập. Tốc độ tăng trưởng chi phí bình quân qua các năm lần luợt là 18% (2017), 20% (2018) và 48% (2019). Đồng thời, chi phí dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng giảm mạnh lần lượt giảm -7% trong năm 2018 và -28% trong năm 2019. Điều này làm cho lợi nhuận trước thuế của chi nhánh tăng mạnh, từ 33.5 tỷ đồng năm 2016 lên 86.5 tỷ đồng năm 2019, gần gấp 3 lần so với năm 2016.
4.2 PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH GỬI TIỀN TIẾT KIỆM CỦA KHCN TẠI AGRIBANK – CHI NHÁNH NAM ĐỒNG NAI 4.2.1 Thống kê mô tả dữ liệu
Thống kê mô tả mẫu dữ liệu sơ cấp cho thấy mức độ đa dạng của mẫu nghiên cứu liên quan đến giới tính, độ tuổi, trình độ và thu nhập. Trong đó:
Trong 300 khách hàng có gửi tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai tham gia khảo sát, có 73% là khách hàng nữ, tương ứng với số lượng 219 khách hàng. Số lượng khách hàng nam tham gia khảo sát là 81 người, tương ứng 27%. Điều này cho thấy trong mẫu nghiên cứu, khách hàng nữ gửi tiền tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai chiếm tỷ trọng cao hơn hẳn so với khách hàng nam, được thể hiện rõ qua biểu đồ 4.2.
Biểu đồ 4.2: Thống kê mô tả mẫu khảo sát theo giới tính
Về độ tuổi, biểu đồ 4.3 cho thấy khách hàng đến gửi tiền tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai trong mẫu khảo sát chủ yếu là trên 40 tuổi đến 50 tuổi, chiếm tỷ trọng lên đến 62,3%. Khách hàng gửi tiền tiết kiệm tại chi nhánh có độ tuổi dưới 25 chiếm tỷ trọng thấp nhất, chỉ có 4,3%, tương ứng chỉ có 13 người tham gia khảo sát. Khách hàng có độ tuổi từ trên 25 tuổi đến 40 tuổi chiếm tỷ trọng 16,7%, tương ứng với số lượng khách hàng tham gia khảo sát là 50 người. Chỉ có 50 người trên 50 tuổi gửi tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai tham gia khảo sát, chiếm tỷ trọng 16,7%.
Biểu đồ 4.3: Thống kê mô tả mẫu khảo sát theo độ tuổi
Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu Người tham gia khảo sát sử dụng sản phẩm tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng Agribank CN Nam Đồng Nai có trình độ từ trung cấp đến sau đại học. Trong đó, số người có trình độ đại học chiếm tỷ trọng lớn nhất trong mẫu nghiên cứu với 195 người, tương ứng với tỷ lệ 65%. Số lượng khách hàng gửi tiết kiệm tại chi nhánh có trình độ trên đại học tham gia khảo sát là 32 người, chiếm tỷ lệ 10,7%. Và có 73 khách hàng tham gia khảo sát gửi tiết kiệm tại chi nhánh có trình độ dưới đại học với tỷ lệ 31,6%.
Biểu đồ 4.4: Thống kê mô tả theo trình độ
Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu
Mẫu khảo sát thực hiện thống kê mô tả theo thu nhập thể hiện ở biểu đồ 4.5.
Biểu đồ 4.5: Thống kê mô tả theo thu nhập
Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu 170 người tham gia khảo sát có gửi tiền tiết kiệm tại chi nhánh đang có mức thu nhập từ 12 triệu đến 18 triệu, chiếm 56,79% mẫu nghiên cứu. Trong khi đó, chỉ có 12 người tham gia khảo sát có thu nhập dưới 6 triệu có gửi tiết kiệm tại chi nhánh, tương ứng với tỷ lệ là 4,0%. Nhóm khách hàng trên 18 triệu đồng có gửi tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai là 70 người, chiếm tỷ lệ là 23,3%. Như vậy, mẫu kháo sát có sự đa dạng của đối tượng tham gia khảo sát khi xét về mức thu nhập của khách hàng.
Như vậy, khách hàng tham gia khảo sát trong mẫu nghiên cứu có gửi tiền tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai khá đa dạng về giới tính, độ tuổi, trình độ và thu nhập. Kết quả này cho thấy mẫu nghiên cứu đảm bảo đa dạng các yếu tố về nhân khẩu học của các khách hàng tham gia khảo sát có gửi tiết kiệm tại chi nhánh.
4.2.2 Đánh giá độ tin cậy của thang đo với hệ số Cronbach’s AlphaBảng 4.2: Hệ số Cronbach’s Alpha các biến trong mô hình Bảng 4.2: Hệ số Cronbach’s Alpha các biến trong mô hình
Biến Tương quan biến - tổng Alpha nếu loại biến
LSTG Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,897
LSTG1 0,734 0,881
LSTG2 0,844 0,840
LSTG3 0,811 0,853
LSTG4 0,704 0,891
UTTH Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,866
UTTH5 0,756 0,802 UTTH6 0,737 0,820 UTTH7 0,744 0,814 CLDV Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,854 CLDV8 0,766 0,782 CLDV9 0,777 0,778 CLDV10 0,668 0,826 CLDV11 0,578 0,859
AHXH Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,901
AHXH12 0,847 0,822
AHXH13 0,786 0,876
AHXH14 0,782 0,878
YTTT Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,803
YTTT15 0,557 0,784 YTTT16 0,648 0,739 YTTT17 0,655 0,735 YTTT18 0,617 0,756 CTXT Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,857 CTXT19 0,643 0,842 CTXT20 0,797 0,776 CTXT21 0,802 0,775 CTXT22 0,573 0,867
ATBM23 0,717 0,815 ATBM24 0,674 0,832 ATBM25 0,767 0,793 ATBM26 0,664 0,837 QD Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,867 QD27 0,709 0,833 QD28 0,724 0,827 QD29 0,776 0,805 QD30 0,663 0,851 Nguồn: Tổng hợp kết quả từ SPSS
Kết quả kiểm tra phân tích hệ số Cronbach’s alpha trong bảng 4.1 cho thấy: Các thang đo đều có tương quan biến tổng từ 0,557 đến 0,847, lớn hơn 0.3. Kết quả này cho thấy các thang đo trong nhân tố có mối quan hệ với nhau.
Hệ số Cronbach’s alpha nếu loại biến của các thang đo đều thấp hơn hệ số Cronbach’s alpha tổng. Riêng biến CTXT22 có giá trị cao hơn, đạt 0,867 khi loại biến trong khi hệ số Cronback’s Alpha chỉ có 0,857. Tuy nhiên, tương quan biến tổng cao hơn cho thấy có ý nghĩa trong nghiên cứu nên không loại biến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Hệ số Cronbach’s alpha của các biến đạt giá trị thấp nhất là 0,803 và cao nhất là 0,901, nằm trong khoảng lớn hơn 0,6 và nhỏ hơn 0,95.
Những kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha đều cho thấy các thang đo đạt yêu cầu, độ tin cậy cao, không có biến rác trong thang đo và không có hiện tượng trùng biến trong nghiên cứu. Như vậy, các thang đo đủ điều kiện để phân tích EFA.
4.2.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Để đánh giá thang đo đạt yêu cầu trong nghiên cứu định lượng, thang đo cần phải đảm bảo độ tin cậy, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Thông qua hệ số Cronbach’s Alpha có thể thấy thang đo đảm bảo độ tin cậy cho nghiên cứu. Phân tích nhân tố khám phá EFA để đánh giá giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Sử dụng phần mềm SPSS 20.0, kết quả phân tích EFA của bộ dữ liệu như sau:
4.2.3.1 Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA các biến độc lập
Bảng 4.3: Kết quả Phân tích nhân tố khám phá các biến độc lập
Nhân tố
Hệ số tải nhân tố
LSTG CLDV CTXT ATBM AHXH YTTT UTTH
Eigenvalues
7,756 3,149 2,549 2,071 1,560 1,263 1,129
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,805
Bartlett's Test of Sphericity 0.000
Tổng phương sai trích 74,919
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ SPSS
Chỉ số KMO khi phân tích EFA các biến độc lập là 0,805 lớn hơn so với 0.5, nghĩa là độ phù hợp của mô hình ở mức cao. Bên cạnh đó, kiểm định Barlett có mức ý nghĩa Sig = 0.000, nhỏ hơn 0,05 cho thấy nhân tố phù hợp với dữ liệu.
Chỉ tiêu tổng phương sai trích đạt 74,919% lớn hơn 50%. Kết quả này cho thấy, từ bộ dữ liệu nghiên cứu việc trích xuất thành 7 nhân tố đại diện cho các biến quan sát tại mức 74,919%. Các hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều lần lượt đạt ở các mức trên giá trị 1.000, trong đó cao nhất là LSTG 7,756 và thấp nhất là UTTH 1,129. Như vậy, các nhân tố đã được rút gọn thành 7 nhân tố từ các biến quan sát.
Kết quả phân tích EFA cho thấy có 7 nhân tố rút trích được trình bày trong bảng 4.3. Các nhân tố được trích xuất đều phù hợp với thang đo dự kiến ban đầu. Kết quả sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA với các nhân tố độc lập, có 7 nhân tố gồm: chất lượng dịch vụ, lãi suất tiền gửi, chiêu thị xúc tiến, an toàn bảo mật, yếu tố thuận tiện, ảnh hưởng xã hội và uy tín thương hiệu. Bảng 4.3 đồng thời cũng cho thấy hệ số tải nhân tố đều có giá trị lớn hơn 0,5. Kết quả này cho thấy các biến độc
lập đảm bảo tính hội tụ và tính phân biệt, biểu diễn tốt các biến quan sát trong thang đo, phù hợp để thực hiện hồi quy đa biến.
Bảng 4.4: Kết quả rút trích nhân tố từ kiểm định EFA
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 7 LSTG4 .837 LSTG2 .831 LSTG3 .789 LSTG1 .663 CLDV8 .878 CLDV9 .820 CLDV10 .743 CLDV11 .630 CTXT20 .898 CTXT21 .893 CTXT22 .759 CTXT19 .743 ATBM23 .824 ATBM24 .804 ATBM25 .799 ATBM26 .667 AHXH14 .818
AHXH13 .808 AHXH12 .802 YTTT16 .827 YTTT18 .775 YTTT17 .768 YTTT15 .563 UTTH5 .826 UTTH6 .782 UTTH7 .677 Nguồn: Trích xuất từ phần mềm SPSS 4.3.2.2 Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Bảng 4.5: Kết quả Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
STT Kiểm định Giá trị
1 Eigenvalues 2,858
2 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,816
3 Tổng phương sai trích 71,462
4 Barletts’s Test of Sphericity 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu
Bốn biến phụ thuộc QD27, QD28, QD29, QD30 được tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA theo phương pháp Principal Component với phép quay Varimax. Kết quả bảng 4.4 thể hiện giá trị KMO đạt 0,816 nằm trong khoảng từ 0,5 – 1,0, cho thấy phép phân tích các biến này với nhau là hoàn toàn phù hợp với mô hình. Giá trị Eigenvalues của biến đạt ở mức 2,858 lớn hơn 1 cho thấy việc rút gọn
4 biến quan sát thành 1 nhân tố là hợp lý. Chỉ số p-value của kiểm định Barlett có trị giá bằng 0,000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05 cho thấy các biến có mối tương quan với nhau trong tổng thể. Tổng phương sai trích của kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc cho thấy, trị giá của hệ số này đạt 71,462%, lớn hơn mức 50%, có nghĩa là khả năng sử dụng một nhân tố để giải thích cho các biến quan sát trong mô hình này chấp nhận được.
4.2.4 Phân tích ma trận tương quan
Phân tích ma trận tương quan nhằm đánh giá mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, đồng thời đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình. Kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy tất cả các biến đều có mối tương quan với biến phụ thuộc là quyết định gửi tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai. Trong đó, ngoại trừ biến CTXT có ý nghĩa ở mức 5% thì các biến còn lại đều có mối quan hệ thuận chiều ở mức 1%. Điều này cho thấy việc phân tích hồi quy đa biến nhằm xác định mối quan hệ giữa các biến độc lập với quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Nam Đồng Nai là phù hợp.
Bảng 4.6: Kết quả phân tích tương quan Pearson
Correlations
QD LSTG CLPV YTTT AHXH UTTH CTXT ATBM
Pearson Correlation 1 300 .499** .000 300 .531** .499** .000 300 1 300 .373** .531** .407** .519** .614** .142* .566** QD Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .014 .000 N 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation .373 ** .476** .251** .433** .039 .536** LSTG Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .501 .000 N 300 300 300 300 300 300 Pearson CLPV Correlation 1 .377 ** .383** .399** .135* .288**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .020 .000
N 300 300 300 300 300 300 300 300
Pearson
Correlation .407
** .476** .377** 1 .146* .309** .154** .362**
YTTT Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .011 .000 .007 .000
N 300 300 300 300 300 300 300 300
Pearson
Correlation .519
** .251** .383** .146* 1 .534** -.053 .256**
AHXH Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .011 .000 .362 .000
N 300 300 300 300 300 300 300 300
Pearson
Correlation .614
** .433** .399** .309** .534** 1 .067 .363**
UTTH Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .249 .000
N 300 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation .142 * .039 .135* .154** -.053 .067 1 .211** CTXT Sig. (2-tailed) .014 .501 .020 .007 .362 .249 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation .566 ** .536** .288** .362** .256** .363** .211** 1 ATBM Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000