Nguồn: Tính tốn 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 mơ tả theo trình độ
Nguồn: Tính tốn 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 mơ tả theo thu nhập
Nguồn: Tính tốn 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 mơ hình Bảng 4.2: Hệ số Cronbach’s Alpha các biến trong mơ 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 khơng loại biến (Hồng 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 u cầu, độ tin cậy cao, khơng có biến rác trong thang đo và khơng 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 mơ 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 hồn tồn phù hợp với mơ 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 mơ 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 mơ 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 cịn 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
N 300 300 300 300 300 300 300 300
**. 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, khơng chệch của mơ hình hồi quy
4.2.5 Kết quả hồi quy đa biến
Mơ hình hồi quy đa biến đề xuất trong nghiên cứu như sau:
QDi = �0 + �1.LSTGi + �2.UTTHi + �3.CLPVi + �4.AHXHi + �5.YTTTi + �6.CTXTi + �7.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
Bảng 4.7: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Nhân tố Beta chuẩn hóa
Sig. VIF Kiểm định giả thuyết
LSTG 0,063 0,199 1,778 Bác bỏ giả thuyết YTTT 0,078 0,076 1,424 Chấp nhận giả thuyết AHXH 0,196 0,000 1,522 Chấp nhận giả thuyết UTTH 0,267 0,000 1,689 Chấp nhận giả thuyết CTXT 0,030 0,428 1,102 Bác bỏ giả thuyết ATBM 0,290 0,000 1,550 Chấp nhận giả thuyết
UTTH 0,209 0,000 1.422 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 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu Giá trị F của mơ hình đạt 64,836 với P-value tương ứng là 0,000 nhỏ hơn
0,05, cho kết luận bác bỏ giả thuyết khơng 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.
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 mơ 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 mơ hình trên 50% được xem là mơ hình phù hợp.
Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình thơng qua chỉ số VIF đều có giá trị nhỏ hơn 10.0 nên kết luận mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Nói cách khác, giữa các biến độc lập khơng 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 mơ hình nghiên cứu. Hai nhân tố LSTG và CTXT mặc dù có tương quan thuận chiều nhưng khơng 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 khơng có tương quan với phần dư của mơ 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 NHĨM KHÁCH HÀNG KHƠNG GỬI TIẾT KIỆM TẠI AGRIBANK CN NAM ĐỒNG NAI 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: Kết quả khảo sát lý do khách hàng không gửi tiền tiết kiệm tại Agribank - Chi nhánh Nam Đồng Nai
Tiêu chí Lượt chọn
Chưa nghe đến các sản phẩm tiền gửi trực tuyến 25
Thời hạn gửi tiết kiệm không phù hợp 16
Các sản phẩm tiền gửi tiết kiệm chưa đa dạng 20
Lãi suất huy động cịn 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 Khơng 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 20
Nguồn: Tổng hợp của học viên Bảng 4.7 cho thấy tất cả các khách hàng tham gia khảo sát đều biết đến tiền 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