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
Eigenvalues 2,858
"2 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,816
1 Tông phương sai trích 71,462
"^4 Barletts’s Test of Sphericity 0.000
4.3.2.2 Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Correlation 499** QD Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 . 014 .000 N 3 00 00 3 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation . 499** 1 .373** .476** .251** .433** . 039 .536 ** LSTG Sig. (2-tailed) . 000 .000 .000 .000 .000 501. .000 N 3 00 3 00 300 300 300 300 300 300 CLPV Pearson Correlation . 531** . 373** 1 .377** .383** .399** .135* .288**
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: Ket quả phân tích tương quan Pearson
N 00 3 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation . 407** .476** .377** 1 .146* .309** .154** .362** YTTT Sig. (2-tailed) 000. 000 . .000 .011 .000 .007 .000 N 00 3 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation . 519** .251** .383** .146* 1 .534** -.053 .256** AHXH Sig. (2-tailed) 000. .000 .000 .011 .000 .362 .000 N 00 3 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation . 614** .433** .399** .309** .534** 1 .067 .363** UTTH Sig. (2-tailed) 000. 000 . .000 .000 .000 .249 .000 N 00 3 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation .142* . 039 .135* .154** -.053 .067 1 .211** CTXT Sig. (2-tailed) 014. .501 .020 .007 .362 .249 .000 N 00 3 300 300 300 300 300 300 300 Pearson Correlation . 566** .536** .288** .362** .256** .363** .211** 1
ATBM Sig. (2-tailed) .
000
.
000 .000 .000 .000 .000 .000
LSTG 0,06 3 0,19 9 1,77 8 Bác bỏ giả thuyết YTTT 0,07 8 6 0,07 4 1,42 Chấp nhận giả thuyết AHXH 0,19 6 0 0,00 2 1,52 Chấp nhận giả thuyết UTTH 0,26 7 0,00 0 1,68 9 Chấp nhận giả thuyết CTXT 0,03 0 8 0,42 2 1,10 Bác bỏ giả thuyết ATBM 0,29 0 0,00 0 1,55 0 Chấp nhận giả thuyết UTTH 0,20 9 0,00 0 1.42 2 Chấp nhận giả thuyết Số quan sát 300 Durbin Watson 1,375 ^^R2 0,608 R2 hiệu chỉnh 0,599 Giá trị F 64,836 P-value 0,000
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ SPSS
Bên cạnh đó, trong bảng ma trận tương quan cũng cho thấy tồn tại tương quan có ý nghĩa thống kê đối với một số biến độc lập như LSTG với CLDV, YTTT, hay như ATBM có mối tương quan thuận chiều và có ý nghĩa thống kê với LSTD, YTTT, CTXT. Vì vậy, cần phải kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến nhằm tránh ảnh hưởng đến tính vững, không chệch của mô hình hồi quy
4.2.5 Kết quả hồi quy đa biến
Mô hình hồi quy đa biến đề xuất trong nghiên cứu như sau:
QDi = α0 + α1.LSTGi + α2.UTTHi + a3.CLPVi + a4.AHXHi + a5.YTTTi + aó.CTXTi + a7.ATBMi + μi,t
Thực hiện hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS 20.0, kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.8
0,05, cho kết luận bác bỏ giả thuyết không có biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc. Nói cách khác, kết quả giá trị F với p-value cho thấy việc sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính để giải thích mối quan hệ giữa các nhân tố trong nghiên cứu là phù hợp.
chọn
Chưa nghe đến các sản phẩm tiền gửi trực tuyến 2
5
Bên cạnh đó, tại mức ý nghĩa 5%, giá trị Durbin Watson đạt 1,375 nằm trong khoảng giá trị từ 1 đến 3 cho thấy không tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Giá trị R2 hiệu chỉnh đạt mức 59,9%, nghĩa là với 7 nhân tố độc lập trong mô hình nghiên cứu giải thích được 59,9% sự biến thiên của quyết định sử dụng dịch vụ gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Agribbank CN Nam Đồng Nai. Kết quả này, theo Nguyễn Đình Thọ (2011), R2 hiệu chỉnh của mô hình trên 50% được xem là mô hình phù hợp.
Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình thông qua chỉ số VIF đều có giá trị nhỏ hơn 10.0 nên kết luận mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Nói cách khác, giữa các biến độc lập không tồn tại mối tương quan chặt chẽ với nhau.
Hệ số Beta hồi quy chuẩn hóa của các biến đều mang dấu dương, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu. Giá trị Sig của 5 biến độc lập gồm YTTT, AHXH, UTTH, ATBM và CLDV có ý nghĩa trong mô hình nghiên cứu. Hai nhân tố LSTG và CTXT mặc dù có tương quan thuận chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mẫu nghiên cứu.
Phương trình hồi quy đã được chuẩn hóa như sau:
QDi = 0,078.YTTTi + 0,196.AHXHi + 0,267.UTTHi + 0,290.ATBMi + 0,209.CLDVi + μi,t
Kết quả về kiểm định phần dư được trình bày trong phụ lục cho thấy phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn và biến phụ thuộc không có tương quan với phần dư của mô hình. Điều này cho thấy việc phân tích hồi quy đa biến là phù hợp, kết quả ước lượng không vi phạm các giả định của hồi quy.
4.3 KẾT QUẢ KHẢO SÁT NHÓM KHÁCH HÀNG KHÔNG GỬI TIẾTKIỆM TẠI AGRIBANK CN NAM ĐỒNG NAI KIỆM TẠI AGRIBANK CN NAM ĐỒNG NAI
Trong số các phiếu thu hồi về có nhiều khách hàng dù phát sinh giao dịch tại Agribank CN Nam Đồng Nai nhưng không gửi tiền tiết kiệm. Số lượng khách hàng tham gia khảo sát nhưng không gửi tiền tiết kiệm tại chi nhánh là 66 khách hàng/tổng 366 khách hàng có phiếu hợp lệ. Nguyên nhân làm cho khách hàng không gửi tiền tiết kiệm tại chi nhánh được trình bày trong bảng 4.7.
Bảng 4.8: Ket quả khảo sát lý do khách hàng không gửi tiền tiết kiệm tại Agribank - Chi nhánh Nam Đồng Nai
Lãi suất huy động còn thấp 58
Hình thức trả lãi chưa đa dạng 23
Điểm giao dịch chưa thuận lợi 25
Thời gian giao dịch chậm 40
Cơ sở vật chất còn chưa tốt 3
Thái độ phục vụ của nhân viên chưa hài lòng 29
Chưa biết đến các sản phẩm tiền gửi tiết kiệm của Agribank 0 Không có ai giới thiệu, tư vấn về sản phẩm tiền gửi tiết kiệm của
Agribank 5
Người thân của tôi không ai gửi tiết kiệm tại Agribank 15
Khác 2
gửi tiết kiệm tại chi nhánh. Nguyên nhân làm cho nhiều khách hàng chưa gửi tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai là do lãi suất tiền gửi tiết kiệm còn thấp. Điều này phù hợp trong bối cảnh thị trường có sự tham gia của nhiều loại hình ngân hàng, đặc biệt là các ngân hàng thương mại cổ phần trên địa bàn huyện Long Thành.
Theo Báo cáo hoạt động kinh doanh của Agribank - Chi nhánh Nam Đồng Nai (2019), xét riêng tháng 12 năm 2019, lãi suất huy động tiền gửi tiết kiệm ở các ngân hàng thương mại cổ phần tại huyện Long Thành ở các kỳ hạn đều cao hơn từ 0,3% - 1% tùy thuộc vào kỳ hạn. Do là ngân hàng 100% vốn của nhà nước, thực
hiện trọng điểm cho vay vốn hỗ trợ nông nghệp và nông thôn, cho vay với lãi suất ưu đãi, nên để đảm bảo hoạt đông, Agribank duy trì chính sách lãi suất huy động thấp để phù hợp với chiến lược kinh doanh cũng như định hướng chỉ đạo của NHNN.
Thời gian giao dịch chậm và thái độ phục vụ của nhân viên chưa làm khách hàng hài lòng là hai nguyên nhân có lượt chọn cao tiếp theo. Đây là hai yếu tố thuộc về chất lượng dịch vụ, phụ thuộc lớn vào đội ngũ nhân viên. Do đó, chi nhánh cần quan tâm đào tạo, tập huấn cho nhân viên nhằm nâng cao kỹ năng giao tiếp, kỹ năng xử lý tình huống cũng như nâng cao năng suất lao động. Ngoài ra, có thể xem xét ứng dụng công nghệ để cải thiện thời gian giao dịch, tiết kiệm thời gian cho ngân hàng và khách hàng khi gửi tiết kiệm nói riêng và các dịch vụ khác nói chung.
4.4 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Theo kết quả phương trình hồi quy ở trên, có thể thấy quyết định sử dụng dịch vụ gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Agribbank CN Nam Đồng Nai phụ thuộc vào An toàn bảo mật, Uy tín thương hiệu, Chất lượng dịch vụ, Ảnh hưởng xã hội và Yếu tố thuận tiện. Các dấu của hệ số hồi quy phù hợp với giả thuyết nghiên cứu cũng như kết quả của các nghiên cứu trước, cụ thể:
Nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định sử dụng dịch vụ gửi tiền tiết kiệm Agribbank CN Nam Đồng Nai của khách hàng cá nhân là An toàn bảo mật với hệ số beta chuẩn hóa là 0,290. Như vậy giữa an toàn bảo mật và quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai có mối quan hệ thuận chiều, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Gửi tiền vào ngân hàng, trong đó bao gồm cả gửi tiền tiết kiệm thì người gửi tiền luôn đặt yếu tố về an toàn lên hàng đầu nhằm đảm bảo không bị thất thoát tài sản. Điều này phù hợp với kết quả Nguyễn Ngọc Duy Phương và Vũ Thu Hương (2018), Doan Thanh Ha và Hoang Thi Thanh Hang (2018). Như vậy, cho thấy khách hàng gửi tiết kiệm vào Agribank CN Nam Đồng Nam vì họ tin tưởng vào trách nhiệm bảo vệ an toàn tài sản, bảo mật thông tin của Agribank CN Nam Đồng Nai. Phần lớn khách hàng đều đánh giá cao việc bảo mật thông tin khách hàng, công tác bảo vệ tại các chi nhánh ngân hàng. Đồng thời, vì là ngân
hàng của Nhà nước nên khách hàng đánh giá cao tiềm lực tài chính của ngân hàng, có thể hỗ trợ ngân hàng chống đỡ tốt với rủi ro, vì vậy, ít khi rơi vào tình trạng khó khăn, phá sản. Ngoài ra, việc chi nhánh triển khai điểm giao dịch di động, cho xe đến nhận tiền tiết kiệm tại nhà làm cho khách hàng thấy yên tâm cũng là yếu tố được khách hàng đánh giá cao.
Yếu tố có tác động mạnh thứ hai trong nghiên cứu đến quyết định gửi tiền tiết kiệm tại Agribank CN Nam Đồng Nai là Uy tín thương hiệu. Hệ số beta hồi quy chuẩn hóa của UTTH là 0,267 với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy giữa nhân tố uy tín thương hiệu và quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại chi nhánh có mối quan hệ thuận chiều. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Doan Thanh Ha và Hoang Thi Thanh Hang (2016), Aregbeyen (2011), Lê Thị Thu Hằng (2011). Như đã phân tích, Agribank là thương hiệu lớn, lâu đời trên thị trường nên với lợi thế là chi nhánh của Agribank, CN Nam Đồng Nai có nhiều thuận lợi trong việc thu hút khách hàng gửi tiền tiết kiệm. Ngoài danh tiếng, uy tín trên thị trường, Agribank CN Nam Đồng Nai là một trong những chi nhánh ngân hàng đi vào hoạt động sớm trên địa bàn huyện Long Thành, trở thành một trong những ngân hàng hoạt động lâu năm nhất. Điều này làm cho khách hàng đánh giá cao yếu tố uy tín thương hiệu để gửi tiền tiết kiệm.
Yếu tố có tác động mạnh thứ ba đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại CN Nam Đồng Nai chính là chất lượng dịch vụ của ngân hàng. Yếu tố chất lượng dịch vụ của sản phẩm tiền gửi tiết kiệm được đo lượng thông quasự đa dạng trong sản phẩm tiền gửi, thủ tục tiền gửi đơn giản, thời gian giao dịch nhanh chóng, giải quyết các khiếu nại nhanh chóng, thỏa đáng và đội ngũ nhân viên tốt. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của yếu tố CLDV là 0,209 với mức ý nghĩa 1%. Mối quan hệ thuận chiều giữa hai biến cũng từng được chứng minh trong nghiên cứu của Nguyễn Ngọc Duy Phương và Vũ Thu Hương (2018), Lê Đức Thủy, Phạm Thu Hằng (2017).
Quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại chi nhánh còn bị tác động bởi nhân tố Ảnh hưởng xã hội với hệ số beta hồi quy chuẩn hóa là 0,196 với mức ý nghĩa 1%. Mối quan hệ này cũng được chứng minh trong nghiên cứu của
Nguyễn Ngọc Duy Phương và Vũ Thu Hương (2018), Phạm Dương Thái Hiền (2020). Những người thân, bạn bè, đồng nghiệp, người quen đều có thể tác động đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng. Điều này cho thấy Agribbank CN Nam Đồng Nai cần chú trọng phát triển hoạt động marketing thu hút khách hàng mới sử dụng dịch vụ gửi tiền tiết kiệm thông qua các khách hàng đã, đang gửi tiền tiết kiệm tại chi nhánh. Thông qua chăm sóc tốt khách hàng hiện tại, các khách hàng này sẽ trở thành kênh thông tin giới thiệu chi nhánh đến người thân, bạn bè, từ đó, có thể tạo cho Agribank một lượng lớn khách hàng đến gửi tiền tiết kiệm.
Yếu tố thuận tiện là nhân tố tác động cùng chiều đến quyết định sử dụng gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Agribbank CN Nam Đồng Nai với hệ số chuẩn hóa là 0,078 ở mức ý nghĩa 10%. Mối quan hệ thuận chiều giữa hai biến cũng được thể hiện trong nghiên cứu của Doan Thanh Ha và Hoang Thi Thanh Hang (2016), Abbam và cộng sự (2015), Saleh và cộng sự (2013). Sự thuận tiện ảnh hưởng đến quyết định gửi tiết kiệm của khách hàng trong nghiên cứu liên quan đến địa điểm đặt các phòng giao dịch, chi nhánh trên địa bàn huyện Long Thành. Yếu tố cơ sở vật chất của các điểm giao dịch như bãi đổ xe, không gian rộng rãi, mát mẻ cũng là nhân tố được khách hàng quan tâm khi gửi tiền tiết kiệm. Ngoài ra, với sự phát triển của công nghệ, Agribank triển khai dịch vụ ngân hàng điện tử đã thu hút nhiều hơn khách hàng gửi tiền tiết kiệm bởi khách hàng có thể gửi tiết kiệm trực tuyến cũng như dễ dàng quản lý tài khoản của mình.
Bên cạnh 05 nhân tố có tác động thuận chiều đến Quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân, còn nhân tố Lãi suất tiền gửi và Chiêu thị xúc tiến không có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu. Cụ thể:
Mặc dù có hệ số hồi quy chuẩn hóa ở mức 0,063 nhưng hệ số Sig lên đến 0,199. Điều này trái ngược với lý thuyết liên quan đến lựa chọn ngân hàng của khách hàng cá nhân cũng như nhiều nghiên cứu thực nghiệm khác như nghiên cứu