Component 1 2 3 4 5 6 CT1 .797 LP3 .762 KT2 .757 LP2 .751 KT1 .722 CT3 .616 DV2 .841 DV3 .795 DV6 .781 DV5 .775 DV4 .772 ML4 .859 ML2 .798 ML3 .783 ML1 .781 TH3 .860 TH2 .850 TH1 .771 LS1 .844 LS3 .748 LS2 .722 KH2 .780 KH1 .777 KH3 .729
Dựa vào kết quả bảng ma trận xoay các nhân tố tại bảng 3.4 lệnh nhóm biến trung bình trong SPSS được sử dụng để nhóm các biến đạt yêu cầu với hệ số tải nhân tố > 0.5 thành sáu nhân tố như sau:
Nhân tố 1: gồm 6 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(CT1,CT3,LP2,LP3,KT1,KT2) và được đặt tên là Mơi trường bên ngồi ký hiệu là BN.
Nhân tố 2: gồm 5 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE=mean(DV2,DV3,DV4,DV5,DV6) và được đặt tên là Chất lượng dịch vụ ký hiệu là DV.
Nhân tố 3: gồm 4 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(ML1,ML2,ML3,ML4) và được đặt tên là Hệ thống mạng lưới ký hiệu là ML.
Nhân tố 4: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(TH1,TH2,TH3) và được đặt t n là Thâm ni n và thương hiệu là TH.
Nhân tố 5: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE =mean(LS1,LS2,LS3)và được đặt tên là Chính sách lãi suất ký hiệu là LS.
Nhân tố 6: gồm 3 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình với lệnh
COMPUTE KH=mean(KH1,KH2,KH3) và được đặt t n là Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng ký hiệu là KH.
b. Phân tích nhân tố khám phá thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi
Kết quả kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's (bảng số 16a, phụ lục 5) với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.679 đáp ứng được yêu cầu. Tại mức giá trị Eigenvalues = 1.950 (bảng số 16b, phụ lục 5), đã trích được một nhân tố từ ba biến quan sát và với phương sai trích là 65.007% (> 50%) đạt yêu cầu. Ba biến HD1, HD2, HD3 đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 đều phù hợp (bảng số 16c, phụ lục 5). Do đó, 3 biến này được nhóm lại bằng lệnh
COMPUTE =mean(HD1,HD2,HD3) và được đặt tên là Hoạt động huy động vốn tiền gửi ký hiệu là HD.
3.3.3. Mơ hình nghiên cứu tổng qt
Sau khi phân tích và kiểm định bằng hệ tin cậy Cronbach’s Alpha và nhân tố khám phá (EFA), thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi được điều chỉnh từ 8 nhân tố xuống còn 6 nhân tố. 3 nhân tố Chu kỳ phát triển kinh tế, Môi trường luật pháp, Môi trường cạnh tranh được gom lại thành một nhân tố. Đối chiếu với cơ sở lý thuyết thì nhân tố này mang tính chất của mơi trường bên ngồi. Do đó, nhân tố này được đặt t n là Môi trường bên ngoài. Ngoài ra, số biến quan sát đã giảm xuống từ 28 còn lại 24 biến quan sát (bảng 3.4) và thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi vẫn giữ ngun. Mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết đề xuất (Hình 3.1) được thay đổi như sau:
Hình 3.3. Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh Các giả thuyết: Các giả thuyết:
H1: Môi trường bên ngoài ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn
tiền gửi của khách hàng tại ACB
H2: Chất lượng dịch vụ ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H3: Hệ thống mạng lưới ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H4: Thâm ni n và thương hiệu ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H5: Chính sách lãi suất ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
H6: Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
3.3.4. Kiểm định mơ hình nghiên cứu 3.3.4.1. Phân tích tƣơng quan 3.3.4.1. Phân tích tƣơng quan
Dựa vào bảng 3.5 (xem chi tiết bảng số 17, phụ lục 5) ta có thể thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc là Hoạt động huy động vốn tiền gửi với 6 biến độc lập BN, DV, ML, TH, LS, KH cao (thấp nhất là 0.43) và trị Sig đều nhỏ (< 0.05).
Bảng 3.5. Ma trận tƣơng quan Pearson HD BN DV ML TH LS KH HD 1 .636** .507** .531** .430** .518** .468** .000 .000 .000 .000 .000 .000 BN 1 .376** .522** .243** .433** .387** .000 .000 .000 .000 .000 DV 1 .227** .213** .231** .254** .001 .002 .001 .000 ML 1 .273** .490** .322** .000 .000 .000 TH 1 .215** .345** .001 .000 LS 1 .272** .000 KH 1
Ngoài ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng cao. Do đó, kiểm định đa cộng tuyến cần được tiến hành trong các bước tiếp theo để xác định xem các biến độc lập có ảnh hưởng lẫn nhau hay khơng.
3.3.4.2. Hồi quy tuyến tính bội
Để kiểm định sự phù hợp giữa 6 thành phần ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là Hoạt động huy động vốn tiền gửi , hàm hồi qui tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) được sử dụng. Kết quả phân tích hồi qui bội tại bảng 3.6, các giá trị Sig. với các biến BN, DV, ML, TH, LS, KH đều rất nhỏ (< 0.05). Vì vậy, có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Bảng 3.6. Kết quả phân tích hồi qui bội
Mơ hình
Hệ số hồi qui chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Toleranc
e VIF 1 Hệ số chặn -.044 .219 -.199 .843 BN .227 .042 .294 5.401 .000 .602 1.661 DV .230 .043 .249 5.380 .000 .832 1.202 ML .099 .039 .135 2.529 .012 .624 1.604 TH .181 .046 .181 3.938 .000 .839 1.192 LS .136 .036 .192 3.837 .000 .708 1.413 KH .136 .049 .132 2.745 .007 .765 1.308
3.3.4.3. Kiểm tra các giả định hồi quy
Kết quả của mẫu suy rộng ra cho giá trị của tổng thể phải đáp ứng các giả định cần thiết dưới đây:
Giả định liên hệ tuyến tính: giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ
phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự dốn chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả hình 3.4 cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhi n qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể nào. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
Hình 3.4. Đồ thị phân tán phần dƣ
Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn: kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư (hình 3.5) cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 3.5. Biểu đồ tần số Histogram
Giả định phƣơng sai của sai số không đổi: kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman (bảng số 19, phụ lục 5) cho thấy giá trị sig. của các biến BN, DV, ML, TH, LS, KH với giá trị tuyệt đối của phần dư đều khác không (trị Sig > 0.05). Điều này cho thấy chúng ta không thể bác bỏ
phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ: đại lượng thống kê
Durbin-Watson (d) được dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất. Kết quả nhận được từ bảng 3.6 cho thấy đại lượng thống kê Durbin- Watson có giá trị là 1.966 (gần bằng 2), nên chấp nhận giả thuyết khơng có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mơ hình. Như vậy, mơ hình hồi qui bội đáp ứng được tất cả các giả định.
3.3.4.4. Độ phù hợp của mơ hình và hiện tƣợng đa cơng tuyến
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R² điều chỉnh là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho tình huống hồi quy tuyến tính bội vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của hệ số R². Kết quả phân tích hồi qui bội (bảng 3.7) cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0.614, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 61.40%. Có thể nói các thành phần biến được đưa vào mơ hình đạt kết quả giải thích khá tốt.
Bảng 3.7. Model Summaryb
Model R R
Square
R² điều
chỉnh Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .790a .624 .614 .37997 1.966 Kết quả nhận được từ bảng ANOVAb (bảng 3.8) cho thấy trị thống kê F với giá trị Sig. = 0.000 (< 0.05) cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thiết Ho. Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Bảng 3.8. ANOVAb
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 50.651 6 8.442 58.471 .000a
Residual 30.463 211 .144 Total 81.114 217
Hiện tƣợng đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai (VIF) được sử dụng và khi VIF < 10 nghĩa là các biến độc lập khơng có tương quan tuyến tính với nhau. Kết quả nhận được từ bảng 3.6 với hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2 n n đạt u cầu. Có thể kết luận mơ hình hồi qui tuyến tính bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hưởng đến việc giải thích mơ hình hồi qui tuyến tính bội.
3.3.4.5. Phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng 3.6 thì phương trình hồi qui bội thể hiện những nhân tố ảnh hưởng đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi có dạng:
HD = -0.044 + 0.227*BN + 0.230*DV + 0.099*ML + 0.181*TH + 0.136*LS + 0.136*KH
Các biến độc lập (Xi): BN, DV, ML, TH, LS, KH
Biến phụ thuộc (HD): Hoạt động huy động vốn tiền gửi .
3.3.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Dựa trên lý thuyết về huy động vốn và các nghiên cứu của Hoàng Huy Thắng (2012), Trần Việt Hưng (2012), Trần Viết Lâm (2013), L Phan Vĩ Ái (2013), tám nhân tố và các biến quan sát của mỗi nhân tố được xây dựng sơ bộ để đo lường mức độ ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn tiền gửi tại ACB tr n địa bàn TP.HCM.
Trải qua thảo luận nhóm với 10 người hiện đang gửi tiết kiệm tại ACB trên địa bàn TP.HCM và khảo sát thử 7 người hiện đang gửi tiền tiết kiệm tại ACB, thang đo đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng tại ACB tr n địa bàn TP.HCM được xác định chính thức cho nghiên cứu định lượng. Kết quả nghiên cứu định tính, có 28 biến quan sát thuộc tám nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn tiền gửi và 3 biến đo lường hoạt động huy động vốn tiền gửi.
Kết quả kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s alpha, 28 biến thuộc tám nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn tiền gửi và 3 biến quan sát đo lường thang đo Hoạt động huy động vốn tiền gửi đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 và các thang đo lường đều đạt tiêu chuẩn cho phép (hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha ≥ 0.6). 28 biến thuộc 8 nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn tiền gửi được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA). Kết quả phân tích nhân tố khám phá rút trích được 6 nhân tố với 24 biến quan sát và 3 biến đo lường hoạt động huy động vốn tiền gửi sau khi phân tích nhân tố khám phá vẫn giữ nguyên.
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy Hoạt động huy động vốn tiền gửi tại ACB tr n địa bàn TP.HCM chịu tác động thuận chiều của 6 nhân tố: Mơi trường bên ngồi (BN), Chất lượng dịch vụ (DV), Hệ thống mạng lưới (ML), Thâm niên và thương hiệu (TH), Chính sách lãi suất (LS), Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng (KH). Do đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 (hình 2.3) được chấp nhận.
Trong đó ảnh hưởng mạnh nhất đến Hoạt động huy động vốn tiền gửi là Môi trường bên ngoài (BN) gồm 6 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.294), thứ hai là Chất lượng dịch vụ (DV) gồm 5 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.249), thứ ba là Chính sách lãi suất (LS) gồm 3 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.192), thứ tư là thâm ni n và thương hiệu (TH) gồm 3 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.181), thứ năm là Hệ thống mạng lưới (ML) gồm 4 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.135) và cuối cùng là Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng (KH) gồm 3 biến (hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0.132).
Bảng 3.9. Kết quả kiểm định các giả thuyết. Giả Giả
Thuyết Tên giả thuyết Sig VIF Kết quả
H1
Mơi trường bên ngồi ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB 0.00 0 1.661 Chấp nhận H2
Chất lượng dịch vụ ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB 0.00 0 1.202 Chấp nhận H3
Hệ thống mạng lưới ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB 0.01 2 1.604 Chấp nhận H4
Thâm ni n và thương hiệu ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
0.00
0 1.192
Chấp nhận
H5
Chính sách lãi suất ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB 0.00 0 1.413 Chấp nhận H6
Văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng ảnh hưởng thuận chiều với Hoạt động huy động vốn tiền gửi của khách hàng tại ACB
0.00
7 1.308
Chấp nhận
3.3.6. Hạn chế và hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Như bất kỳ cơng trình nghiên cứu nào, nghiên cứu này cũng không tránh khỏi những hạn chế. Hạn chế của nghiên cứu này tập trung vào những điểm chính như sau:
Nghiên cứu chỉ thực hiện với ACB tr n địa bàn TP.HCM n n chưa mang tính đại diện cao cho tồn bộ ACB. Khả năng tổng quát của đề tài nghiên cứu cao
Nghiên cứu chọn mẫu theo phương pháp thuận tiện, một trong những phương pháp chọn mẫu phi xác xuất, n n tính đại diện cịn thấp, khả năng khái quát cho đám đông chưa cao. Nghi n cứu tiếp theo nên chọn mẫu theo phương pháp phân tầng, một trong những phương pháp chọn mẫu xác suất thì hiệu quả thống kê sẽ cao hơn.
Nghiên cứu chỉ thực hiện trong thời gian ngắn với cỡ mẫu 218 vẫn còn quá nhỏ. Điều đó cho thấy khả năng tổng quát của đề tài nghiên cứu chưa cao. Nghiên cứu tiếp theo cần có thời gian dài hơn với một cỡ mẫu lớn hơn để dữ liệu thu thập có hiệu quả hơn.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Thơng qua điều tra khách hàng và các số liệu thu thập sau đó được xử lý bằng phần mềm SPSS để xác định các mối quan hệ tương quan giữa chúng. Nhận thấy các yếu tố bao gồm: chu kỳ kinh tế, môi trường cạnh tranh; môi trường luật pháp; chính sách lãi suất, chất lượng dịch vụ, hệ thống mạng lưới thâm niên và thương hiệu, ý thức tiết kiệm, văn hóa xã hội và tâm lý khách hàng có tác động đến hoạt động huy động vốn tiền gửi tại NHTM.
Trong đó, chất lượng dịch vụ tác động mạnh nhất vào công tác gia tăng vốn tiền gửi điều này cũng dễ hiểu khi lãi suất khơng cịn là công cụ đắc lực cho các ngân hàng trong cạnh tranh, bởi việc áp trần lãi suất thường xuyên giảm trong giai đoạn hiện nay, vì thế mức độ tác động của lãi suất giảm xuống mức ba cùng nhân tố phát sinh từ phía khách hàng. Đặc biệt, nhân tố bên ngồi có ảnh hưởng mạnh thứ 2 vào hoạt động huy động vốn tiền gửi của NHTM bởi nguyên nhân chủ yếu là do chu kỳ kinh tế, môi trường pháp luật và môi trường cạnh tranh tác động trực tiếp làm thay đổi chính sách hoạt động trong đó có hoạt động huy động vốn của ngân hàng. Ngoài ra, khách hàng trước quyết định gửi tiền, họ luôn quan tâm tổ chức mà họ thực hiện giao dịch có thực sự đáng tin cậy hay khơng nên theo phân tích có được nhân tố thâm ni n và uy tín ngân hàng đứng thứ 3 về mức độ ảnh hưởng, cao hơn cả lãi suất vì vấn đề tín nhiệm đang trở n n ngày càng được dư luận quan tâm, điều này được thể hiện cụ thể trong ví dụ thực tiễn tại ACB trong năm 2012. Cuối
cùng, về mạng lưới hoạt động có tác động thấp nhất vì hiện nay các NHTM dường như đã có mạng lưới chi nhánh, phòng giao dịch rộng khắp các vùng miền trong cà nước. Tóm lại, việc xác định mức độ tác động của các nhân tố giúp luận văn có cơ