thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan với biến tổng Cronbach’s alpha nếu loại biến
Yếu tố sự phát triển của nền kinh tế: Cronbach’s Alpha = 0.737
KQ1 10.87 6.385 .512 .687
KQ2 10.70 5.976 .593 .640
KQ3 10.79 5.998 .569 .653
KQ4 10.79 6.738 .444 .724
Yếu tố khách hàng: Cronbach’s Alpha = 0.729
KH1 10.44 4.921 .682 .566
KH2 10.59 5.168 .554 .646
KH3 10.55 5.292 .588 .626
KH4 10.87 6.873 .275 .790
Yếu tố khách hàng (chạy lại lần 2): Cronbach’s Alpha = 0.790
KH1 7.16 3.277 .687 .654
KH2 7.31 3.307 .607 .742
KH3 7.27 3.542 .601 .745
Thương hiệu: Cronbach’s Alpha = 0.828
TH1 7.04 3.519 .729 .718
TH2 7.08 3.859 .627 .821
Nhân viên: Cronbach’s Alpha = 0.774
NV1 7.24 3.781 .542 .769
NV2 7.32 3.664 .597 .708
NV3 7.16 3.513 .694 .602
Sản phẩm dịch vụ tiền gửi và các chương trình khuyến mãi: Cronbach’s Alpha = 0.814
SP1 11.08 6.615 .618 .775
SP2 11.06 6.795 .668 .752
SP3 11.03 6.738 .628 .770
SP4 11.03 6.865 .624 .771
Mạng lưới hoạt động, cơ sở vật chất và hệ thống công nghệ thông tin: Cronbach’s Alpha = 0.790
CSVC1 7.29 3.385 .691 .647
CSVC2 7.21 3.813 .624 .722
CSVC3 7.13 3.797 .581 .767
(Nguồn: Phụ lục 3) Kiểm định thang đo các yếu tố sự phát triển của nền kinh tế (KQ1, KQ2, KQ3, KQ4): Hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 và hệ số Cronbach’s Alpha = 0.737 > 0.6 nên thang đo này được chấp nhận. Kết quả cho thấy nhóm các yếu tố sự phát triển của nền kinh tế là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 4 biến quan sát: KQ1, KQ2, KQ3, KQ4.
Kiểm định thang đo yếu tố khách hàng (KH1, KH2, KH3, KH4): Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.729 > 0.6, do đó thang đo yếu tố khách hàng đạt yêu cầu. Tuy nhiên, hệ số tương quan biến tổng của yếu tố KH4 = 0.275 < 0.3 nên loại biến quan sát KH4 ra khỏi thang đo yếu tố khách hàng. Tiến hành chạy lại Cronbach’s Alpha với 3 biến quan sát còn lại thì thang đo đã có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 và hệ số Cronbach’s Alpha = 0.790 > 0.6 nên thang đo này được chấp nhận. Kết quả cho thấy yếu tố khách hàng là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 3 biến quan sát: KH1, KH2, KH3.
Kiểm định thang đo thương hiệu (TH1, TH2, TH3): Hệ số Cronbach’s Alpha= 0.828 > 0.6, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Kết quả cho thấy yếu tố thương hiệu là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 3 biến quan sát: TH1, TH2, TH3.
Kiểm định thang đo nhân viên (NV1, NV2, NV3): Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.774 > 0.6, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Kết quả cho thấy yếu tố nhân viên là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 3 biến quan sát: NV1, NV2, NV3.
Kiểm định thang đo sản phẩm dịch vụ tiền gửi và các chương trình khuyến mãi (SP1, SP2, SP3, SP4): hệ số Cronbach’s Alpha = 0.814 > 0.6, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Kết quả cho thấy yếu tố sản phẩm dịch vụ tiền gửi và các chương trình khuyến mãi là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 4 biến quan sát: SP1, SP2, SP3, SP4.
Kiểm định thang đo mạng lưới, cơ sở vật chất và hệ thống công nghệ thông tin (CSVC1, CSVC2, CSVC3): Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.790 > 0.6, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Kết quả cho thấy yếu tố mạng lưới, cơ sở vật chất và hệ thống công nghệ thông tin là thang đo đạt yêu cầu và được đo lường bởi 3 biến quan sát: CSVC1, CSVC2, CSVC3.
2.4.5.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phân tích nhân tố khám phá EFA giúp xem xét rút gọn số lượng 20 biến quan sát xuống cịn một số ít các biến dùng để phản ánh một cách cụ thể sự tác động của các yếu tố đến hoạt động huy động vốn tiền gửi.
- Kiểm định KMO: Dữ liệu thu thập được phải đáp ứng được các điều kiện kiểm định KMO và kiểm định Bartlett’s để tiến hành phân tích nhân tố khám phá. Giả thuyết H0 là các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể, tức ma trận tương quan tổng thể là một ma trận đơn vị, hệ số KMO dùng để kiểm tra xem kích thước mẫu có được có phù hợp với phân tích nhân tố hay khơng. Giá trị kiểm định Sig. của Bartlett’s Test nhỏ hơn 0,05 cho phép bác bỏ giả thiết H0 và giá trị
0,5<KMO<1 có nghĩa là phân tích nhân tố là thích hợp (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 2.7: Kiểm định KMO cho biến độc lập
Trị số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin of Sampling Adequacy) .713
Đại lượng thống kê Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity)
Hệ số Chi bình phương 858.713
df 190
Mức ý nghĩa .000
(Nguồn: Phụ lục số 4) Kết quả kiểm định cho ra trị số của KMO đạt 0.713 > 0.5 thể hiện kết quả phân tích nhân tố là hồn tồn phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kiểm định Bartlett‟s là 858.713 với mức ý nghĩa thống kê sig = 0.000 < 0.005 chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
- Ma trận xoay các nhân tố
Phương pháp được chọn ở đây là phương pháp rút trích Principal Component với phép quay vng góc Varimax để tối thiểu hố số lượng các quan sát có hệ số lớn tại cùng một nhân tố để tăng cường khả năng giải thích các nhân tố. Đây là phương thức được sử dụng phổ biến nhất (Meyers, L.S. et al., 2006). Sau khi xoay, chỉ những quan sát có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 mới được sử dụng để giải thích một nhân tố nào đó, đồng thời sẽ loại bỏ các quan sát có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.5 ra khỏi mơ hình (Joseph F. Hair et al., 1998). Phân tích nhân tố khám phá EFA sẽ giữ lại các biến quan sát có hệ số tải lớn hơn 0.5 và sắp xếp chúng thành những nhóm chính. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho ra được 6 nhân tố có ảnh hưởng đến HĐTG và giải thích được 68.383% sự biến động của dữ liệu.
Nhằm xác định số lượng nhân tố trong nghiên cứu này sử dụng 2 tiêu chuẩn: + Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eigenvalue. Giá trị Eigenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ có nhân tố nào có Eigenvalue lớn
hơn 1 mới được giữ lại trong mơ hình phân tích vì có ý nghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất.
+ Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria): Theo Gerbing và Anderson (1998), phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích > 50% và Eigenvalue lớn hơn 1. Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá trên, tổng phương sai trích là 68.363% lớn hơn 50% và giá trị eigenvalues là 1.385 có giá trị lớn hơn 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA là phù hợp.
Bảng 2.8: Phân tích nhân tố khám phá
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố của các thành phần
1 2 3 4 5 6 SP4 .794 SP2 .792 SP3 .790 SP1 .782 KQ3 .783 KQ2 .749 KQ1 .741 KQ4 .629 TH1 .877 TH3 .824 TH2 .783 KH1 .850 KH2 .831 KH3 .799 CSVC1 .877 CSVC2 .822 CSVC3 .782 NV3 .857 NV2 .802 NV1 .773 (Nguồn: Phụ lục 4)
Qua kết quả phân tích EFA cho thấy có 6 yếu tố được rút ra từ 20 biến quan sát. Đây sẽ là 6 yếu tố trong mơ hình hồi quy và được phân tích để làm rõ mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố tới hoạt động huy động vốn tại Vietinbank Phú Yên. cụ thể kết quả được điều chỉnh như sau:
- Yếu tố sự phát triển của nền kinh tế (KQ) được đo lường bởi 4 biến quan sát KQ1, KQ2, KQ3, KQ4.
- Yếu tố khách hàng (KH) được đo lường bởi 3 biến quan sát: KH1, KH2, KH3.
- Yếu tố nhân viên (NV) được đo lường bởi 3 biến quan sát: NV1, NV2, NV3.
- Yếu tố thương hiệu (TH) được đo lường bởi 3 biến quan sát: TH1, TH2, TH3.
- Yếu tố sản phẩm dịch vụ tiền gửi và các chương trình khuyến mãi (SP) được đo lường bởi 4 biến quan sát: SP1, SP2, SP3, SP4.
- Yếu tố mạng lưới hoạt động, cơ sở vật chất và hệ thống công nghệ thông tin (CSVC) được đo lường bởi 3 biến quan sát: CSVC1, CSVC2, CSVC3.
2.4.5.3 Phân tích ma trận hệ số tương quan
Bước phân tích hệ số tương quan giúp kiểm tra sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc trước khi chạy hồi quy. Để xem xét tương quan tuyến tính giữa các nhân tố độc lập và nhân tố phụ thuộc cần dùng hệ số tương quan r ( Pear Corelation Coeffcient) có giá trị nằm trong khoảng -1 đến 1. Trị tuyệt đối của r tiến gần đến 1 khi hai nhân tố có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ. Giá trị r=0 chỉ ra rằng hai nhân tố khơng có mối liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Kết quả phân tích tương quan r: các hệ số tương quan giữa các nhân tố đều nhỏ hơn 1 và mức ý nghĩa sig giữa từng biến độc lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0.05 nên giữa tất cả các biến SP, TH, NV, CSVC, KQ và KH có sự tương quan với biến phụ thuộc HĐTG.
Bảng 2.9: Kết quả phân tích ma trận hệ số tương quan HĐTG SP TH NV CSVC KQ VM HĐTG SP TH NV CSVC KQ VM HĐTG Tương quan 1 .316 ** .478** .575** .320** .547** .315** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 SP Tương quan .316** 1 .236** .106 .132 .135 .140 Mức ý nghĩa .000 .009 .248 .151 .141 .128 TH Tương quan .478** .236** 1 .238** .223* .315** .160 Mức ý nghĩa .000 .009 .009 .014 .000 .080 NV Tương quan .575** .106 .238** 1 .103 .285** .165 Mức ý nghĩa .000 .248 .009 .263 .002 .072 CSVC Tương quan .320** .132 .223* .103 1 -.002 .139 Mức ý nghĩa .000 .151 .014 .263 .987 .131 KQ Tương quan .547** .135 .315** .285** -.002 1 .069 Mức ý nghĩa .000 .141 .000 .002 .987 .453 KH Tương quan .315** .140 .160 .165 .139 .069 1 Mức ý nghĩa .000 .128 .080 .072 .131 .453 (Nguồn: Phụ lục 5)
2.4.6 Kiểm định mơ hình nghiên cứu
- Phân tích hồi quy đa biến cho biến độc lập và biến phụ thuộc
Sau khi xác định được 6 yếu tố ảnh hưởng tới hoạt động huy động tiền gửi, việc phân tích hồi quy tiếp theo nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến KQ, KH, TH, NV, SP, CSVC với biến phụ thuộc HĐTG. Thực hiện phân tích hồi quy, ta thấy hệ số R bình phương hiệu chỉnh là 0.630. Như vậy 6 biến độc lập đưa vào chạy hồi quy giải thích cho biến phụ thuộc “hoạt động huy động tiền gửi” tới 63%.
Bảng 2.10: Kết quả phân tích hồi quy đa biến cho biến độc lập và biến phụ thuộc
(Nguồn: Phụ lục 6) Kết quả mơ hình cho giá trị F= 34.830 tương ứng với mức ý nghĩa Sig = 0.00 < 0.05, như vậy mơ hình hồi quy phù hợp với dữ liệu khảo sát, các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với nhân tố phụ thuộc.
- Kiểm tra đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mơ hình hay khơng được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Nếu hệ số VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ở đây hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn hoặc bằng 2. Như vậy, trong mơ hình khơng có đa cộng tuyến.
Kết quả cho thấy các hệ số hồi quy hầu hết đều có giá trị dương và sự ảnh hưởng của các biến tới biến HĐTG có ý nghĩa thống kê (sig< 0.05). Như vậy, các
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn
Beta Tolerance VIF
(Constant) -.352 .273 -1.292 .199 SP .104 .043 .139 2.391 .018 .923 1.083 TH .119 .042 .174 2.802 .006 .803 1.246 NV .258 .041 .371 6.223 .000 .875 1.142 CSVC .141 .040 .204 3.528 .001 .925 1.081 KQ .281 .048 .357 5.883 .000 .843 1.186 KH .110 .041 .153 2.662 .009 .939 1.065
yếu tố độc lập đều có tác động cùng chiều đến yếu tố phụ thuộc “hoạt động huy động tiền gửi”
Mơ hình hồi quy đã chuẩn hóa:
HĐTG= 0.357KQ + 0.153KH + 0.174TH + 0.371NV +0.139SP + 0.204CSVC + ε Thơng qua mơ hình hồi quy ta thấy được các yếu tố đều có sự ảnh hưởng đến hoạt động huy động tiền gửi.
2.4.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu là phù hợp với thực trạng các yếu tố tác động đến hoạt động huy động vốn tiền gửi tại Vietinbank Phú Yên. Yếu tố nhân viên có ảnh hưởng mạnh nhất đến hoạt động huy động tiền gửi tại Vietinbank Phú Yên với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.371. Tiếp theo là yếu tố sự phát triển của nền kinh tế với β = 0.357, mạng lưới cơ sở vật chất, hệ thống công nghệ thông tin với β = 0.204, thương hiệu với β = 0.174, yếu tố khách hàng với β = 0.153 và cuối cùng là yếu tố sản phẩm tiền gửi có mức độ ảnh hưởng thấp nhất với β = 0.139.
- Yếu tố nhân viên (NV):
Giá trị hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của yếu tố Nhân viên ngân hàng là 0.371, là giá trị cao nhất, cho thấy đây là nhân tố tác động mạnh nhất đến hoạt động huy động tiền gửi. Nhân viên ngân hàng đại diện cho hình ảnh ngân hàng khi là người trực tiếp tiếp xúc với khách hàng. Với ngoại hình trẻ đẹp, năng động, thái độ tích cực, xử lý giao dịch nhanh chóng sẽ khiến khách hàng n tâm, hài lịng và sẵn sàng giới thiệu sản phẩm dịch vụ cho bạn bè, người thân. Tuy nhiên, thái độ của nhân viên Vietinbank Phú Yên có thể nói là chưa thể sánh bằng một số ngân hàng khác do cịn mang văn hóa doanh nghiệp nhà nước và còn thiếu kinh nghiệm. Đây là một yếu tố mà ban lãnh đạo Vietinbank Phú Yên cần chú trọng thay đổi khi muốn tăng trưởng hoạt động huy động tiền gửi.
- Yếu tố sự phát triển của nền kinh tế (KQ):
Yếu tố tiếp theo ảnh hưởng đến hoạt động huy động tiền gửi là yếu tố sự phát triển của nền kinh tế với β = 0.357. Yếu tố này luôn tác động đến mọi hoạt động và lĩnh vực trong nền kinh tế, trong đó có lĩnh vực ngân hàng. Các yếu tố này thuận lợi
sẽ góp phần tích cực để Vietinbank Phú n hoạt động hiệu quả, trong đó có hoạt động huy động tiền gửi.
- Yếu tố mạng lưới hoạt động, cơ sở vật chất và hệ thống công nghệ thông tin (CSVC):
Yếu tố mạng lưới hoạt động, cơ sở vật chất và hệ thống cơng nghệ thơng tin có sự ảnh hưởng đáng kể đến hoạt động huy động vốn tiền gửi với hệ số hồi quy là 0.204. Ngân hàng có vị trí thuận tiện trong giao dịch, gần nơi sinh sống và làm việc của khách hàng sẽ dễ dàng được lựa chọn. Nhờ hệ thống PGD, trụ ATM phân bố rộng rãi và cơ sở vật chất khang trang, hiện đại, đáp ứng đầy đủ nhu cầu của khách hàng và hệ thống công nghệ thông tin hiện đại, bảo mật giúp cho Vietinbank dễ dàng tiếp cận với khách hàng, gia tăng hoạt động huy động tiền gửi tại các khu dân cư, khu công nghiệp trên địa bàn tỉnh. Tuy nhiên, việc bố trí mạng lưới hoạt động sao cho hợp lý và thu hút được khách hàng tiềm năng là một bài tốn khó với Vietinbank Phú Yên nói riêng và các ngân hàng khác tại Phú Yên nói chung.
- Yếu tố thương hiệu (TH):
Thương hiệu là một yếu tố không thể thiếu khi khách hàng lựa chọn sử dụng dịch vụ của ngân hàng và có hệ số β = 0.174. Là một ngân hàng hoạt động lâu năm, có thương hiệu uy tín tại Phú n, có vốn cổ phần chủ yếu của nhà nước nên dễ dàng có được lịng tin của khách hàng khi gửi tiền. Đây là một lợi thế cạnh tranh