Hình 4. 3: Huy động vốn tại SCB
Nguồn: SCB, 2019
Hình 4.3 phản ánh hoạt động huy động vốn tại SCB trong giai đoạn 2015 – 2019. Nhìn chung hoạt động huy động vốn trong giai đoạn này có hiệu quả do huy động vốn tăng dần qua các năm. Hoạt động huy động vốn tại SCB bao gồm tiền gửi tiết kiệm, trái phiếu, chứng chỉ tiền gửi. Theo BCTN của SCB, huy động vốn là hoạt động thế mạnh của ngân hàng và đồng thời mức tăng trưởng luôn có sự đảm bảo. Mức tăng trưởng cụ thể được thể hiện ở Bảng 4.2 dưới đây:
Bảng 4. 2: Tăng trưởng trong chỉ tiêu huy động vốn của SCB từ 2016 – 2019
ĐVT: tỷ đồng; %
Chỉ tiêu Năm2015 Năm2016 Năm2017 Năm2018 Năm2019
Huy động vốn 225.978 295.152 353.327 418.338 488.091
Tăng trưởng huy động vốn - 30,6% 19,7% 18,4% 16,7%
Bảng 4.2 cho thấy mức tăng trưởng huy động vốn từ KH năm 2016 tăng 30,6% so với năm 2015. Đến năm 2017 đến năm 2019, mặc dù huy động vốn tại SCB có sự tăng trưởng, nhưng tốc độ tăng trưởng có sự sụt giảm. Năm 2017, tốc độ tăng trưởng giảm còn 19,7% so với năm 2016. Năm 2018, hoạt động huy động vốn có sự sụt giảm trong tốc độ tăng trưởng (18,4% so với năm 2017). Tương tự năm 2019, tốc độ tăng trưởng trong huy động vốn chỉ còn 16,7%. Tuy nhiên, năm 2019, SCB vẫn là một có nguồn vốn huy động từ dân cư và tổ chức kinh tế cao nhất trong nhóm các NHTM CP tại Việt Nam (SCB - Ngân hàng TMCP Sài Gòn, 2019). Xét về cơ cấu huy động theo KH, có gần 90% khách hàng gửi tiền tại SCB là KHCN.
Hình 4. 4: Huy động vốn tại SCB theo đối tượng khách hàng
Nguồn: SCB, 2019
Theo sự minh họa ở Hình 4.4, nhìn chung hoạt động huy động vốn từ KHCN luôn cao hơn so với nhóm khách hàng là tổ chức từ giai đoạn 2015 đến 2019. Với những nỗ lực trong công tác lãnh đạo của Ban giám đốc và sự tận tụy trong công việc, SCB đã không ngừng duy trì cải tiến các sản phẩm tiền gửi đặc trưng, đa dạng kỳ hạn huy động phù hợp với nhu cầu vốn nhàn rỗi của các đối tượng KH khác nhau nên hoạt động huy
động vốn của SCB đạt được nhiều kết quả đáng kể. Năm 2019, tăng trưởng huy động vốn từ KHCN đạt 17,2% trong khi tăng trưởng huy động vốn từ nhóm KHDN ở mức thấp hơn, chỉ đạt 12,9%. Nguyên nhân là do SCB đã đưa ra các sản phẩm có sự linh hoạt về thời hạn, loại hình kỳ hạn, mức lãi suất hấp dẫn, SCB ngày càng thu hút nhiều KHCN gửi tiền tại đơn vị. Đồng thời, bên cạnh sự thành công của sản phẩm Chứng chỉ tiền gửi ngắn hạn, trong năm 2020, SCB tiếp tục ra mắt sản phẩm Chứng chỉ tiền gửi dài hạn với nhiều tính năng vượt trội như chuyển nhượng tự do, đa dạng mệnh giá. Trên thị trường ngân hàng Việt Nam, SCB là NH đầu tiên trên thị trường triển khai tính năng gửi thông tin sổ tiết kiệm online qua email Khách hàng và tra cứu thông tin bằng cách quét mã QR trên sổ online, đảm bảo sự thuận lợi trong giao dịch và mức độ an toàn, bảo mật cho thông tin của KH.
Huy động KHCN năm 2019 tiếp tục kế thừa những thành quả từ các chương trình và chính sách huy động vốn từ năm 2018, chẳng hạn như việc triển khai sản phẩm mới “Chứng chỉ tiền gửi ngắn hạn SCB” và chủ trương cơ cấu lại danh mục sản phẩm huy động KHCN, điều này đã tác động tích cực đến kết quả tăng trưởng huy động vốn của Ngân hàng. Ngoài ra, SCB đã không ngừng đẩy mạnh và cố gắng đổi mới công tác quản lý, phát triển sản phẩm tập trung vào thị trường KH mục tiêu để giúp SCB đạt được nhiều kết quả hơn nữa trong huy động vốn. Các sản phẩm tiền gửi đối với KHCN bao gồm SCB triển khai gói Tài khoản 3X gồm gói Tài khoản thông thường, gói Tài khoản Đa năng và gói Tài khoản Lộc phát, kết hợp 3 sản phẩm dịch vụ: Tài khoản thanh toán, Dịch vụ eBanking. Khách hàng có thể chủ động mở, rút, kiểm tra Tài khoản tiết kiệm mọi lúc mọi nơi với eBanking của SCB một cách nhanh chóng – an toàn – lãi suất hấp dẫn.
4.2 Kết quả nghiên cứu 4.2.1 Kết quả thống kê mô tả
Sau khi tiến hành khảo sát các khách hàng gửi tiền ở các chi nhánh của SCB, tác giả sẽ tiến hành kiểm tra tính hợp lệ của các phiếu khảo sát và kiểm tra các câu hỏi của các khảo sát đã được trả lời đầy đủ hay không. Những thông tin trên phiếu khảo sát sẽ
được tác giả kiểm tra một lần nữa và tiến hành mã hóa bảng dữ liệu. Khi tất cả dữ liệu đã đầy đủ và thỏa mãn các yêu cầu, tác giả sẽ sử dụng phần mềm phân tích thông kê dữ liệu SPSS20 để thực hiện phân tích thống kê mô tả dữ liệu thu thập được và các bước tiếp theo.
Bảng 4. 3: Mô tả mẫu nghiên cứu về tiêu chí giới tính, trình độ và nghề nghiệp
Tiêu chí Số lượng Tỷ lệ % GIỚI TÍNH Nữ 83 34% Nam 161 66% Cộng 244 100% TRÌNH ĐỘ Phổ thông 21 9% Trung cấp, Cao đẳng 43 18% Đại học 102 42% Sau Đại học 44 18% Khác 34 14% Cộng 244 100% NGHỀ NGHIỆP
Học sinh - Sinh viên 9 4%
Nhân viên văn phòng 91 37%
Công chức - Viên chức nhà nước 57 23%
Kinh doanh 76 31%
Khác 11 5%
Cộng 244 100%
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Kết quả mô tả mẫu gồm 244 KH (tương ứng với 244 phiếu khảo sát hợp lệ) về giới tính trong cuộc khảo sát có 83 KH là nữ chiếm tỷ lệ 34% và có 161 KH là nam với tỷ lệ 66%. Qua đó tác giả nhận thấy tỷ lệ KH là nam giao dịch tại một số chi nhánh ngân hàng SCB chiếm tỷ lệ cao hơn so với tỷ lệ KH là nữ gửi tiền tại đơn vị.
Đối với trình độ học vấn, kết quả mô tả mẫu về trình độ trong cuộc khảo sát cho thấy có trình độ học vấn của KH có sự phân bổ không đồng đều, trong đó KH có trình độ đại học chiếm tỷ lệ cao nhất là 44% và tỷ lệ thấp nhất là KH có trình độ Phổ thông (9%) trong tổng số KH được khảo sát.
Khi xem xét tiêu chí nghề nghiệp của KH gửi tiền tại SCB, tỷ lệ KH có nghề nghiệp là nhân viên văn phòng chiếm tỷ lệ cao nhất (37%), KH kinh doanh chiếm 31%, KH là công chức – viên chức nhà nước chiếm 23% và thấp nhất là nhóm KH học sinh
– sinh viên.
4.2.2 Kết quả kiểm định
4.2.2.1 Kiểm định các khuyết tật mô hình
Theo nghiên cứu của nhóm tác giả Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) chứng minh rằng nếu hệ số VIF > 10 thì mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả bảng 4.17 cho thấy các hệ số VIF đều nhỏ hơn 10, nên mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Điều này sẽ làm cho sai số chuẩn của các hệ số nhỏ, cũng như trị thống kê t có ý nghĩa. Các ước lượng sẽ trở nên chính xác hơn.
Bảng 4. 4: Bảng tóm tắt mô hình nghiên cứu Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Durbin-Watson
1 .785a .617 .609 1.238
a. Predictors: (Constant), DB_TB, DC_TB, TC_TB, DU_TB, HH_TB b. Dependent Variable: SHL_TB
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Bảng tóm tắt mô hình (4.4) cho thấy R2 gần bằng 61,7%. Kết quả này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với dữ liệu ở mức 61,7%. Nói cách khác, 61,7% sự biến thiên của nhân tố phụ thuộc Sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB sẽ được giải thích bởi các nhân tố độc lập. Đồng thời, kết quả kiểm định mô hình cho thấy giá trị Durbin - Watson nằm trong khoảng chấp nhận 1 < d = 1.238 < 3 nên mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan giữa các sai số ngẫu nhiên.
Ngoài ra, để kiểm định giả định phần dư có tuân thủ phân phối chuẩn hay không, tác giả dựa vào Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram (Hình 4.5) sau đây:
Hình 4. 5: Biểu đồ tần số phần dư tuân thủ phân phối chuẩn
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Hình 4.5 cho thấy, giá trị trung bình của các quan sát có giá trị trung bình (Mean) rất nhỏ và gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,969 (xấp xỉ bằng 1). Vì vậy, tác giả nhận thấy giả định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
Hình 4. 6: Biểu đồ phân phối chuẩn phần dư trên đường thẳng kỳ vọng
Hình Normal P-P Plot (Hình 4.6) cho thấy các trị số quan sát và trị số mong đợi đều nằm gần trên đường chéo. Kiểm định bằng Biểu đồ P- P Plot thể hiện những giá trị của các điểm phân vị của phân phối của biến theo các phân vị của phân phối chuẩn. Các điểm quan sát của phần dư đa số có sự tập trung khá sát với đường thẳng kỳ vọng, do đó phân phối phần dư có dạng chuẩn và thỏa yêu cầu về phần dư có phân phối chuẩn. Điều đó cho thấy, dữ liệu nghiên cứu của mô hình tương đối đáng tin cậy. 4.2.2.2 Kiểm định các giả thuyết
Bảng 4. 5: Bảng tổng hợp các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Nhân tố Giá trị Beta Sig. Đánh giá
H1 HH .283 .000 Chấp nhận
H2 TC .229 .000 Chấp nhận
H3 DU .218 .000 Chấp nhận
H4 DB .421 .000 Chấp nhận
H5 DC .015 0.721 Bác bỏ
Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy
Tổng hợp các kết quả kiểm định về các giả thuyết nghiên cứu của mô hình điều chỉnh với mức ý nghĩa thống 5% được trình bày ở Bảng 4.5. Qua kết quả tổng hợp, các giả thuyết được đánh giá như sau:
- Giả thuyết H1: vì giá trị Sig.= 0,000 nhỏ hơn 5% nên giả thuyết H1 được chấp nhận, vì vậy, nhân tố sự hữu hình có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB.
- Giả thuyết H2: vì giá trị Sig.= 0,000 nhỏ hơn 5% nên giả thuyết H2 được chấp nhận, vì vậy, nhân tố sự tin cậy có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB.
- Giả thuyết H3: vì giá trị Sig.= 0,000 nhỏ hơn 5% nên giả thuyết H3 được chấp nhận, vì vậy, nhân tố sự đáp ứng có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB.
- Giả thuyết H4: vì giá trị Sig.= 0,000 nhỏ hơn 5% nên giả thuyết H4 được chấp nhận, vì vậy, nhân tố sự đảm bảo có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB.
- Giả thuyết H5: vì giá trị Sig.= 0,721 lớn hơn 5% nên giả thuyết H5 bị bác bỏ, vì vậy, nhân tố sự đồng cảm không có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của KH gửi tiền tại SCB.
4.2.2.3 Phân tích độ tin cậy Cronbach’s alpha
Hệ số Cronbach’s alpha là hệ số sử dụng phổ biến để đánh giá độ tin cậy của các thang đo trong nghiên cứu phân tích nhân tố khám phá (EFA), theo đó, độ tin cậy thường dùng nhất chính là tính nhất quán nội tại. Vì độ tin cậy của thang đo sẽ phản ánh mối quan hệ của các biến quan sát trong cùng một thang đo với nhau. Để tính hệ số Cronbach’s alpha của một thang đo thì thang đo đó phải có tối thiểu là ba biến đo lường (ba biến quan sát). Hệ số Cronbach’s alpha có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 1 (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Theo nghiên cứu của tác giả Nguyễn Đình Thọ (2011), các biến đo lường dùng để đo lường cùng một khái niệm nghiên cứu nên chúng phải có tương quan chặt chẽ với nhau. Khi sử dụng phần mềm SPSS, tác giả tập trung phân tích hệ số tương quan biến
- tổng hiệu chỉnh. Nếu một biến đo lường có hệ số tương quan biến - tổng (hiệu chỉnh) > 0.30 thì biến đó đạt yêu cầu. Trong mỗi thang đo, hệ số tương quan biến tổng thể hiện sự tương quan giữa một biến quan sát với tất cả các biến khác. Hệ số tương quan này càng cao thì sự tương quan của biến với các biến khác càng cao. Các biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 bị coi là biến rác và bị loại khỏi thang đo (Nguyễn Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai Trang, 2008). Trong nghiên cứu này, nguyên tắc những biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 cũng sẽ bị loại khỏi thang đo sẽ được
tác giả áp dụng.
Tuy nhiên, cũng theo nghiên cứu của Nguyễn Đình Thọ (2011), nếu các thang đo trùng lắp hoàn toàn (r =1) thì hai biến đo lường này thật sự chỉ là một và một biến cần phải loại bỏ. Vì vậy, một thang đo có độ tin cậy tốt khi thang đo biến thiên trong khoảng từ 0.70 đến 0.80. Nếu Cronbach’s alpha > 0.60 là thang đo có thể chấp nhận và thang đo đạt độ tin cậy (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
4.2.2.3.1 Thang đo của các biến quan sát độc lập - Đánh giá thang đo Sự hữu hình
Bảng 4. 6: Kiểm định thang đo Sự hữu hình Biến quan sát Hệ số tương quan biến
- tổng hiệu chỉnh
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thang đo Sự hữu hình: Cronbach’s Alpha = 0,839
HH1 .726 .783
HH2 .806 .766
HH3 .457 .885
HH4 .726 .791
HH5 .638 .807
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo Sự hữu hình bằng hệ số Cronbach’s alpha. Kết quả phân tích Cronbach’s alpha cho thấy hệ số cronbach’s alpha tổng = 0,839 > 0,6 là đạt độ tin cậy thang đo. Đồng thời, tất cả “hệ số tương quan biến tổng” đều lớn hơn 0,3 và hệ số “cronbach’s alpha nếu loại biến” đều nhỏ hơn hệ số cronbach’s alpha, ngoại trừ thang đo HH3. Vì vậy tác giả sẽ tiến hành kiểm định độ tin cậy của thang đo Sự hữu hình lần 2 với việc loại bỏ HH3.
Bảng 4. 7: Kiểm định thang đo Sự hữu hình (lần 2) Biến quan sát Hệ số tương quan biến
- tổng hiệu chỉnh
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thang đo Sự hữu hình: Cronbach’s Alpha = 0,885
HH1 .752 .853
HH2 .821 .825
HH4 .749 .855
HH5 .689 .876
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Bảng 4.7 trình bày kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo Sự hữu hình bằng hệ số Cronbach’s alpha (Lần 2). Kết quả phân tích Cronbach’s alpha cho thấy hệ số cronbach’s alpha tổng = 0,885 > 0,6 là đạt độ tin cậy thang đo. Đồng thời, tất cả “hệ số tương quan biến tổng” đều lớn hơn 0,3 và hệ số “cronbach’s alpha nếu loại biến” đều nhỏ hơn hệ số cronbach’s alpha, sau khi loại trừ thang đo HH3. Vì vậy thang đo Sự hữu hình đạt độ tin cậy.
- Đánh giá thang đo Sự tin cậy
Bảng 4. 8: Kiểm định thang đo Sự tin cậy Biến quan sát Hệ số tương quan biến
- tổng hiệu chỉnh
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thang đo Sự tin cậy: Cronbach’s Alpha = 0,835
TC1 .648 .801
TC2 .662 .793
TC3 .656 .796
TC4 .700 .778
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo Sự tin cậy bằng hệ số Cronbach’s alpha. Kết quả phân tích Cronbach’s alpha cho thấy hệ số cronbach’s alpha tổng = 0,835 > 0,6 là đạt độ tin cậy thang đo. Đồng thời, tất cả “hệ số tương quan biến tổng” đều lớn hơn 0,3 và hệ số “cronbach’s alpha nếu loại biến” đều nhỏ hơn hệ số cronbach’s alpha tổng. Vì vậy thang đo Sự tin cậy đạt độ tin cậy.
- Đánh giá thang đo Sự đáp ứng
Bảng 4. 9: Kiểm định thang đo Sự đáp ứng Biến quan sát Hệ số tương quan biến
- tổng hiệu chỉnh
Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thang đo Sự đáp ứng: Cronbach’s Alpha = 0,803
DU1 .489 .803
DU2 .703 .730
DU3 .747 .715
DU4 .549 .777
DU5 .483 .796
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu bằng SPSS
Bảng 4.9 trình bày kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo Sự đáp ứng bằng hệ số Cronbach’s alpha. Kết quả phân tích Cronbach’s alpha cho thấy hệ số cronbach’s alpha tổng = 0,803 > 0,6 là đạt độ tin cậy thang đo. Đồng thời, tất cả “hệ