2.2 Thực trạng hoạt động cho vay khách hàng cá nhân của Ngân hàng
2.3.3 Phân tích kết quả nghiên cứu
2.3.3.1 Mô tả mẫu khảo sát.
Trong nghiên cứu này, những người tham gia khảo sát được đề nghị đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến quyết định vay vốn của khách hàng cá nhân. Nghiên cứu thu hút các khách hàng thuộc nhiều thành phần, lứa tuổi, trình độ, khảo sát được thực hiện theo phương pháp thuận tiện. Có 300 bảng câu hỏi phát ra và gửi đi bằng email cho những nhân viên mà tác giả quen, thu lại được 280 bảng câu trả lời chiếm tỷ lệ 93.33%. Sau khi làm sạch dữ liệu, cuối cùng có 265 bảng trả lời được sử dụng (trong đó có 35 bảng câu hỏi thu thập được qua email, 80 bảng câu hỏi thu thập từ các lớp Cao học Trường Đại học Kinh tế TP HCM và 150 bảng câu hỏi thu thập trong các chi nhánh ngân hàng TMCP Công thương trên địa bàn TPHCM). Mẫu đưa vào phân tích chính thức có các đặc điểm như bảng sau:
Bảng 2. 4 Đặc điểm mẫu phân tích Đặc điểm của Đặc điểm của mẫu Chỉ tiêu Tần số Phần trăm(%) Phần trăm tích lũy (%) Tuổi <22 tuổi 69 26 26 23-35 tuổi 70 26.4 52.5 36-50 tuổi 59 22.3 74.7 >50 tuổi 67 25.3 100 Giới tính Nam 144 54.3 54.3 Nữ 121 45.7 100 Trình độ học vấn Cao đẳng 85 32.1 32.1
Đại học và sau đại
học 80 30.2 62.3 Khác 100 37.7 100 Thu nhập <10 triệu 91 34.3 34.3 10-20 triệu 92 34.7 69.1 >20 triệu 82 30.9 100 Nghề nghiệp
Nhân viên kinh
doanh 64 24.2 24.2
Nhân viên kỹ thuật 64 24.2 48.3
Cấp quản lý 63 23.8 72.1
Khác 74 27.9 100
2.3.3.2 Đánh giá sơ bộ thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach ‘s Alpha.
Trước khi đưa vào phân tích nhân tố khám phá, dữ liệu nghiên cứu sẽ được kiểm định thang đo bằng công cụ Cronbach Alpha bằng phần mềm SPSS, nhằm kiểm tra độ tin cậy của thang đo các thành phần ảnh hưởng đến quyết định vay của
khách hàng cá nhân. Thang đo gồm 15 biến quan sát thuộc 4 thành phần ảnh hưởng đến quyết định vay vốn và , kết quả kiểm định được trình bày sơ bộ trong bảng sau:
Bảng 2. 5 : Bảng đánh giá sơ bộ thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach ‘s Alpha. Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến - tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến Đặc tính sản phẩm: Cronbach's alpha = 0.889 DACTINHSP1 9.72 4.689 .698 .882 DACTINHSP2 10.18 4.859 .724 .870 DACTINHSP3 10.10 4.960 .765 .856 DACTINHSP4 9.99 4.409 .852 .820
Sự thuận tiện: Cronbach's Alpha = 0.854
THUANTIEN1 7.41 10.228 0.611 0.854
THUANTIEN2 7.86 9.919 0.76 0.788
THUANTIEN3 7.84 10.349 0.745 0.796
THUANTIEN4 7.47 10.25 0.683 0.82
Điều kiện vay:Cronbach's Alpha = 0.833
DIEUKIENVAY1 9.32 4.801 0.683 0.782
DIEUKIENVAY2 9.13 4.741 0.576 0.829
DIEUKIENVAY3 9.18 4.553 0.665 0.787
DIEUKIENVAY4 9.26 4.309 0.734 0.755
Trách nhiệm gia đình: Cronbach's Alpha = 0.848
TRACHNHIEM1 7.75 3.943 .689 .815
TRACHNHIEM2 7.44 4.020 .712 .793
Quyết định vay vốn: Cronbach's Alpha = 0.809
QUYETDINHVAY1 6.41 2.727 0.646 0.751
QUYETDINHVAY2 6.68 2.49 0.703 0.69
QUYETDINHVAY3 6.63 3.037 0.632 0.767
Nhận xét:
Thang đo đặc tính sản phẩm có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.889, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát có giá trị nhỏ nhất là 0.698, lớn hơn 0.3. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA.
Thang đo sự thuận tiện có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.854, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát có giá trị nhỏ nhất là 0.611, lớn hơn 0.3 và khơng có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha của thang đo này lớn hơn 0.854. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA.
Thang đo về điều kiện vay có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.833, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát có giá trị nhỏ nhất là 0.576, lớn hơn 0.3 và khơng có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha của thang đo này lớn hơn 0.833. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA.
Thang đo trách nhiệm gia đình có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.848, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát có giá trị nhỏ nhất là 0.689, lớn hơn 0.3 và khơng có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha của thang đo này lớn hơn 0.820. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA.
Thang đo quyết định vay vốn có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.809, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát có giá trị nhỏ nhất là 0.632, lớn hơn 0.3 và khơng có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha
của thang đo này lớn hơn 0.809. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA.
2.3.3.3 Kiểm định thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA.
Các thang đo đạt yêu cầu về độ tin cậy sẽ được sử dụng phân tích nhân tố để rút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát thành một tập biến (gọi là nhân tố) ít hơn; các nhân tố được rút gọn này sẽ có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến quan sát ban đầu. Phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA được dùng để kiểm định giá trị khái niệm của thang đo. (Lê Ngọc Đức, 2008).
+ Phân tích nhân tố đối với biến độc lập
Trong nghiên cứu này, thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của KHCN gồm 4 thành phẩn là đặc tính sản phẩm, sự thuận tiện, điều kiện vay, trách nhiệm gia đình; trong đó có 15 biến quan sát. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho thấy tất cả các biến đều đảm bảo độ tin cậy nên sẽ tiếp tục được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA.
Phân tích nhân tố EFA các biến độc lập – Bảng KMO KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .831
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2122.420
df 105
Bảng 2. 6: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
Biến quan sát Nhân tố
1 2 3 4 DACTINHSP4 .882 DACTINHSP2 .822 DACTINHSP3 .821 DACTINHSP1 .797 THUANTIEN2 .867 THUANTIEN3 .802 THUANTIEN4 .802 THUANTIEN1 .732 DIEUKIENVAY4 .849 DIEUKIENVAY1 .837 DIEUKIENVAY3 .789 DIEUKIENVAY2 .718 TRACHNHIEM2 .850 TRACHNHIEM3 .844 TRACHNHIEM1 .826 Nhận xét:
Chỉ số KMO = 0.831> 0.5. Như vậy phân tích nhân tố EFA hồn tồn phù hợp đối với nhân tố thuộc thành phần quyết định vay vốn của KHCN tại địa bàn TP. HCM (phụ lục 2.1).
Kiểm định Barlett cho giá trị Sig = 0.000 < 0.05, như vậy ta hoàn toàn bác bỏ giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát bằng 0 trong tổng thể. Các biến quan sát trong tổng thể có tương quan với nhau (phụ lục 2.1).
1.586 và phương sai trích là 72.632% > 50%. Như vậy các chỉ tiêu phân tích đều đạt u cầu và kết quả phân tích này có ý nghĩa (phụ lục 2.2).
Theo kết quả phân tích EFA thang đo nhân tố ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của KHCN với 15 biến sử dụng đều có hệ số tải nhân tố (factor loading) từ 0.4 trở lên (Bảng trên), đạt yêu cầu nên không loại biến nào khỏi thang đo.
+ Phân tích nhân tố đối với biến phụ thuộc.
Bảng 2. 7: Phân tích nhân tố EFA quyết định vay vốn của KHCN
Nhân tố 1
QUYETDINHVAY2 .878
QUYETDINHVAY1 .842
QUYETDINHVAY3 .834
Kết quả phân tích EFA cho thấy KMO = 0.705>0.5, với phương pháp trích yếu tố đã trích được một yếu tố duy nhất tại eigenvalue là 2.174 với phương sai trích là 72.459%>50% (phụ lục 2.3). Bên cạnh đó hệ số tải nhân tố cho thang đo quyết định vay vốn của KHCN đều lớn hơn 0.4 (Bảng 2.4) đạt yêu cầu nên không loại biến nào ra khỏi thang đo.
Như vậy, dựa vào kết quả Cronbach’s Alpha và EFA cho thấy mơ hình nghiên cứu và các giả thiết nghiên cứu ban đầu được giữ nguyên như đề xuất ban đầu.
2.3.3.4 Phân tích hồi quy tuyến tính.
Phân tích hồi quy tuyến tính giúp chúng ta biết được cường độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Phương pháp hồi quy được sử dụng là phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) với biến phụ thuộc là quyết định vay vốn của KHCN (QUYETDINHVAY) và biến độc lập bao gồm 4 biến là đặc tính sản phẩm (DACTINHSP), sự thuận tiện (THUANTIEN), điều kiện vay (DIEUKIENVAY) và
+ Ma trận hệ số tương quan giữa các biến.
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy truyến tính là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Nếu hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập lớn chứng tỏ rằng giữa chúng có mối quan hệ với nhau và phân tích hồi quy truyến tính có thể phù hợp. Vì vậy, ta xem xét bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến như sau:
Bảng 2. 8: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
DACTINHSP Pearson Correlation 1 -.414 ** .295** .384** .578** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 THUANTIEN Pearson Correlation -.414 ** 1 -.300** -.364** -.551** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 DIEUKIENVAY Pearson Correlation .295 ** -.300** 1 .260** .466** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 TRACHNHIEM Pearson Correlation .384 ** -.364** .260** 1 .498** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000
N 265 265 265 265 265 QUYETDINHVAY Pearson Correlation .578 ** -.551** .466** .498** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265
Bảng trên cho thấy quyết định vay vốn của KHCN (biến phụ thuộc) có mối quan hệ tuyến tính với 4 biến độc lập của mơ hình bao gồm đặc tính sản phẩm (DACTINHSP), sự thuận tiện (THUANTIEN), điều kiện vay (DIEUKIENVAY) và trách nhiệm gia đình (TRACHNHIEM). Do đó, ta tiếp tục sử dụng tất cả các biến vào phương trình hồi quy tuyến tính để phân tích sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
+ Phương trình hồi quy tuyến tính.
Tiếp theo ta sẽ tiến hành xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính. Dựa vào kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson ở trên, ta sử dụng phương pháp đưa vào các biến cùng một lượt (phương pháp enter). Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trong các bảng dưới đây:
Bảng 2. 9: Tóm tắt mơ hình
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Std. Error ước lượng
1 .741a .548 .542 .537
a. Biến độc lập: (Constant), TRACHNHIEM, DIEUKIENVAY, DACTINHSP, THUANTIEN Bảng 2. 10: ANOVAb Mơ hình Tổng độ lệch bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Hồi quy 90.917 4 22.729 78.961 .000b
Phần dư 74.842 260 .288
Tổng 165.759 264
a. Biến độc lập: (Constant), TRACHNHIEM, DIEUKIENVAY, DACTINHSP, THUANTIEN
b. Biến phụ thuộc: QUYETDINHVAY
Bảng 2. 11: Hệ số hồi quy Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai 1 Hằng số 1.144 .284 4.026 .000 DACTINHSP .348 .054 .313 6.481 .000 .747 1.339 THUANTIEN -.207 .037 -.271 - 5.657 .000 .756 1.322 DIEUKIENVA Y .268 .051 .236 5.248 .000 .862 1.161 TRACHNHIE M .181 .039 .218 4.654 .000 .790 1.266
a. Biến phụ thuộc: QUYETDINHVAY
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy đối với tập hợp dữ liệu, ta sử dụng hệ số R2 điều chỉnh (Adjusted R Square). Căn cứ vào kết quả của bảng tóm tắt hồi quy, số R2 hiệu chỉnh bằng 0.542 cho thấy 54.2% biến thiên của quyết định
vay vốn của KHCN được giải thích bởi các biến trong mơ hình. Với giá trị này thì độ phù hợp của mơ hình là chấp nhận được.
Giá trị Sig. trong F-Test bằng 0.000 < 0.05 cho thấy các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa là 5%. Như vậy các biến độc lập trong mơ hình có mối quan hệ đối với biến phụ thuộc là quyết định vay vốn của KHCN. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập hợp dữ liệu thu thập được (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Đồng thời ta cũng xem xét ý nghĩa của các hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình thơng qua kiểm định T với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của các biến độc lập bằng 0. Giả thuyết H0 đồng nghĩa với giả thuyết các biến độc lập và phụ thuộc khơng có quan hệ tuyến tính. Kết quả từ bảng hệ số hồi quy cho thấy 4 biến độc lập là đặc tính sản phẩm (DACTINHSP), sự thuận tiện (THUANTIEN), điều kiện vay (DIEUKIENVAY) và trách nhiệm gia đình (TRACHNHIEM) đều có hệ số Sig. trong kiểm định t nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng các hệ số hồi quy riêng phần của tổng thể bằng 0 với độ tin cậy 95%. Như vậy, các hệ số hồi quy riêng phần của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi quy tuyến tính.
Căn cứ vào kết quả hồi quy tuyến tính trong bảng hệ số hồi quy, phương trình hồi quy tuyến tính được thể hiện như sau:
QUYETDINHVAY= 0.313*DACTINHSP + 0.236*DIEUKIENVAY + 0.218*TRACHNHIEM – 0.271*THUANTIEN.
Từ phương trình trên ta biết được tầm ảnh hưởng của các nhân tố đặc tính sản phẩm (DACTINHSP), sự thuận tiện (THUANTIEN), điều kiện vay (DIEUKIENVAY) và trách nhiệm gia đình (TRACHNHIEM) đến quyết định vay vốn của KHCN tại địa bàn TPHCM. Nhân tố về đặc tính sản phẩm có tác động mạnh nhất đến quyết định vay vốn trong khi đó trách nhiệm gia đình có ảnh hưởng ít nhất đến ý định vay vốn.
Từ kết quả trên có thể cho thấy:
Sự khơng thuận tiện có tác động âm đến quyết định vay vốn. (Hệ số -0.271)
Điều kiện vay có tác động dương đến quyết định vay vốn. (Hệ số 0.236)
Trách nhiệm gia đình có tác động dương đến quyết định vay vốn. (Hệ số 0.218)
Do đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4 đều được chấp nhận.
+ Nhận xét về sự tác động của các biến nghiên cứu đến quyết định vay vốn của KHCN tại địa bàn TPHCM:
Kết quả nghiên cứu cho thấy Nhân tố về Đặc tính sản phẩm có tác động dương đến quyết định vay vốn của KHCN ở khu vực TPHCM. Như đã được trình bày ở Chương 1, Đặc tính sản phẩm vay cụ thể bao gồm những yếu tố về sản phẩm cho vay của Ngân hàng như mức cho vay so với nhu cầu và khả năng tài chính của khách hàng, chính sách về lãi suất cho vay và các loại phí cho vay có ưu đãi và rõ ràng cho khách hàng dễ tiếp cận không, thời gian cho vay có hợp lý với nhu cầu thực tế của khách hàng khơng và cuối cùng là các chương trình khuyến mãi về tiền vay có đa dạng và cạnh tranh so với các Ngân hàng TMCP trên thị trường không. Thực tế hiện nay sự cạnh tranh giữa các Ngân hàng với nhau càng gay gắt, các chính sách lãi suất hợp lý lần lượt được các Ngân hàng đưa ra thị trường để thu hút khách hàng vay. Ngồi ra thì các yếu tố về sản phẩm vay, thời gian vay cũng góp phần ảnh hưởng đến quyết định vay vốn của KHCN tại TPHCM.
Ngoài ra nhân tố về sự thuận tiện trong hồ sơ vay vốn cũng góp phần khơng nhỏ đến quyết định vay vốn của KHCN. Xét về mặt bằng cạnh tranh lãi suất trên thị trường hiện nay, các Ngân hàng đều xấp xỉ cạnh tranh gần như nhau, việc tạo được một hình ảnh tốt về sự thuận tiện khi vay vốn cũng quan trọng không kém. Khách hàng hiện nay đều là những “thượng đế” khó tính, việc họ quyết định vay vốn ở đâu phụ thuộc rất nhiều vào cảm tính khi mà mặt bằng lãi suất gần như nhau.
Nhân tố điều kiện vay vốn và trách nhiệm gia đình qua kết quả nghiên cứu