25 2.2.3 Sự phù hợp giữa huy động vốn và sử dụng vốn
3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến hoạt động
3.2.3 Thống kê mô tả các biến
Thời gian sử dụng dịch vụ huy động vốn
Kết quả khảo sát 200 khách hàng cho thấy có 52 khách hàng tham giả sử dụng dịch vụ huy động vốn tại BIDV Sài Gòn dưới 1 năm, chiếm tỷ lệ là 26%, 74 khách sử dụng trong khoảng thời gian từ 1 đến 4 năm chiếm 37%, 53 khách hàng tham gia từ 5 đến 7 năm chiếm 26.5% và có 21 khách hàng tham gia trên 8 năm chiếm tỷ lệ 10.5 %. Như vậy tỷ lệ cao nhất là nhóm khách hàng tham gia sử dụng dịch vụ từ 1 đến 4 năm.
Trong 200 khách hàng khảo sát thì có 99 khách hàng là nam và 101 khách hàng là nữ tương đương với tỷ lệ lần lượt là 49.5% và 50.5 %.
Thông tin về độ tuổi
Kết quả khảo sát 200 khách hàng thân thiết tại BIDV Sài Gòn cho thấy có 48 khách hàng có độ tuổi dưới 30 tuổi, chiếm tỷ lệ 24%, tỷ lệ cao nhất là nhóm khách hàng tuổi từ 30 đến 40 tuổi là 63 khách hàng với tỷ lệ 31.5%, 57 khách hàng tuổi từ 41 đến 50 tuổi chiếm tỷ lệ 28.5% và có 32 khách hàng trên 50 tuổi, chiếm tỷ lệ thấp nhất là 16%. Như vậy nhóm khách hàng từ 30 đến 50 tuổi có thu nhập ổn định nên tham gia sử dụng dich vụ huy động vốn tại ngân hàng nhiều. Điều này cũng dễ hiểu vì đây là độ tuổi lao động trong xã hội.
Thơng tin về trình độ học vấn
Kết quả thống kê trình độ học vấn của 200 khách hàng thân thiết tại BIDV Sài Gòn như sau:
- 32 khách hàng có trình độ dưới Phổ thơng trung học chiếm tỷ lệ 16%; - 74 khách hàng trình độ Phổ thơng trung học chiếm tỷ lệ 37%;
- 76 khách hàng trình độ đại học, cao đẳng chiếm tỷ lệ 38%; - 18 khách hàng trình độ sau đại học chiếm tỷ lệ 9%.
Như vậy cao nhất là nhóm khách hàng có trình độ cao đẳng, đại học đang tham gia dịch vụ huy động vốn tại Chi nhánh.
Thông tin về khu vực lao động
Kết quả khảo sát cho thấy khu vực tư nhân chiếm tỷ lệ cao nhất với 89 khách hàng chiếm tỷ lệ 44.5 %, thấp nhất là khu vực khác chiếm tỷ lệ 16.5% với 33 khách hàng. Ngồi ra cịn có khu vực nhà nước là 38 khách hàng chiếm tỷ lệ 19% và khu vực nước ngoài với 40 khách hàng chiếm tỷ lệ 20%. Như vậy khách hàng thuộc đối tượng khu vực tư nhân chiếm tỷ lệ cao trong mẫu khảo sát.
Thông tin về thu nhập
Kết quả khảo sát cho thấy trong 200 khách hàng thân thiết tại chi nhánh thì nhóm khách hàng có thu nhập từ 10 đến 20 triệu đồng/tháng chiếm tỷ lệ cao nhất là 45.5% tương đương với 91 khách hàng. Tiếp theo là nhóm khách hàng có thu nhập dưới 10 triệu đồng/ tháng, có 55 khách hàng chiếm tỷ lệ 27.5%. Nhóm khách hàng có thu nhập từ 21 đến 40 triệu đồng/tháng chỉ có 38 khách hàng tương đương với tỷ lệ 19%. Tỷ lệ khách hàng thấp nhất là ở nhóm cớ mức thu nhập trên 41 triệu đồng tương đương với tỷ lệ là 8%.
3.2.4 Phân tích độ tin cậy của các thang đo
Phân tích độ tin cây của thang đo dựa vào hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha. Hệ số Cronbach’s Alpha được sử dụng để loại các biến không cần thiết. Tiêu chuẩn khi chọn thang đo là khi hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0.7 ( theo Nunnally và Berstein, 1994) và các biến có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.4
3.2.5 Phân tích độ tin cây của thang đo các yếu tố ảnh hƣởng đến hoạt động huy động vốn dân cƣ tại BIDV Sài Gòn.
Kết quả Cronbach’s Alpha của 8 thành phần, 31 biến quan sát của thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gòn như sau:
- Thành phần Môi trường pháp luật có Cronbach’s Alpha: 0.878 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Môi trường Pháp luật và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Môi trường cạnh tranh có Cronbach’s Alpha: 0.808 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Môi trường cạnh tranh và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần chu kỳ kinh tế có Cronbach’s Alpha: 0.898 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Chu kỳ kinh tế và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Thương hiệu thâm niên có Cronbach’s Alpha: 0.871 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Thương hiệu thâm niên và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Chính sách quảng cáo có Cronbach’s Alpha: 0.949 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Chính sách quảng cáo và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Chính sách lãi suất có Cronbach’s Alpha: 0.889 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Chính sách lãi suất và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Chiến lược kinh doanh có Cronbach’s Alpha: 0.843 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Tuy nhiên biến quan sát CLKD3 có Alpha nếu loại biến là 0.892 cao hơn Cronbach’s Alpha CLKD nên biến quan sát này sẽ bị loại và các biến quan sát cịn lại sẽ được giữ lại trong thành phần Chính sách lãi suất và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
- Thành phần Ý thức tiết kiệm dân cư có Cronbach’s Alpha: 0.622 (<0.7). Hệ số tương quan biến tổng của biến quan sát YTTK1 khơng đạt tiêu chuẩn (<0.4). Do đó, thành phần Ý thức tiết kiệm dân cư sẽ bị loại và không được dùng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Tóm lại, sau khi phân tích độ tin cậy thang đo của các yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn dân cư của BIDV Sài Gòn, thành phần là ý thức tiết kiệm dân cư có hệ số Cronbach’s Alpha <0.7 nên bị loại do không đạt yêu cầu đề ra. Bảy thành phần cịn lại đủ điều kiện có hệ số Cronbach’s Alpha >0.7 và hệ số tương quan biến tổng >0.4 nên đều được giữa lại để tham gia phân tích khám phá EFA. Tuy nhiên có biến quan sat CLKD3 có hệ số Alpha nếu loại biến lớn hơn Cronbach’s Alpha CLKD nên biến này sẽ khơng được tham gia phân tích khám phá EFA. Như vậy sau khi phân tích độ tin cậy thang đo của 8 thành phần với 31 biến quan sát thì giữ lại 7 thành phần và 27 biến quan sát đủ điều kiện.
3.2.6 Phân tích độ tin cậy của thang đo huy động vốn dân cƣ của Chi nhánh
Thành phần huy động vốn dân cư có Cronbach’s Alpha: 0.744 (>0.7). Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt tiêu chuẩn (>0.4). Do đó, tất cả các biến quan sát của thành phần này đều được giữ lại trong thành phần Huy động vốn dân cư và được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
Tóm lại, sau khi phân tích độ tin cậy thang đo huy động vốn dân cư của BIDV Sài Gịn, thành phần này có thang đo đạt u cầu với hệ số Cronbach’s Alpha >0.7 nên sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
3.2.7 Phân tích nhân tố EFA đối với các thang đo
3.2.7.1 Phân tích nhân tố EFA đối với thang đo các yếu tố ảnh hƣởng đến Huy động vốn dân cƣ tại BIDV Sài Gịn
Phân tích nhân tố khám phá EFA: sau khi đã loại bỏ các biến rác, các biến đạt yêu cầu sẽ được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA nhằm phân tích sự thích hợp của các nhân tố. Các biến có hệ số tải nhân tố (factor loadings) nhỏ hơn 0,5 sẽ tiếp tục bị loại, trị số KMO (là trị số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố) phải lớn hơn 0,5 và tổng phương sai trích được phải bằng hoặc lớn hơn 50%.
Ta tiến hành phân tích khám phá nhân tố EFA cho 27 biến quan sát của 7 thành phần thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến Huy động vốn dân cư của BIDV Sài Gịn theo phương pháp trích yếu tố Principal Component Analysis và phép xoay Varimax.
Kết quả kiểm định cho thấy hệ số KMO: 0.909 > 0.5 điều này chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến này lại là phù hợp. Đồng thời các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (sig = 0.000 < 0.05).
Giá trị Eigenvalues là 1.118 (>1), biến được nhóm thành 6 nhân tố có tổng phương sai trích (Cumulative %) là 81.769% (>50%) nghĩa là 81.769% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 6 nhân tố.
Qua bảng ma trận xoay Rotated Component Matrix cho ta thấy tất cả các hệ số nhân tải >0.5 đều được giữ lại và 2 nhân tố Chính sách lãi suất (CSLS) và Môi trường pháp luật (MTPL) được gom lại thành 1 nhân tố mới là CSLS_MTPL.
Như vậy, kết quả phân tích EFA cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gòn là 6 nhân tố được rút trích và các biến quan sát vẫn tuân thủ theo quy định phân loại như ban đầu vì vậy tên biến vẫn được giữ nguyên.
3.2.7.2 Phân tích nhân tố EFA đối với thang đo Huy động vốn dân cƣ của BIDV Sài Gòn.
Sau khi kiểm tra độ tin cậy của thang đo, tiến hành phân tích khám phá nhân tố EFA cho 4 biến quan sát Huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn theo phương pháp trích yếu tố Principal Component Analysis cho thấy KMO = 0.747 (>0.5), sig = 0.000 (<0.05) cho thấy phân tích EFA là phù hợp.
3.2.8 Kiểm định mơ hình và giả thuyết
Phân tích hồi quy tương quan bội sẽ cho phép xác định một mơ hình tối ưu, qua đó biểu hiện mức độ quan hệ giữa các yếu tố tác động và Huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gòn.
Sau khi đã xác định được 6 nhân tố tác động đến Huy động vốn cá nhân tại BIDV Sài Gòn, các nhân tố này sẽ được tiếp tục đưa vào mơ hình hồi quy bội để phân tích xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố tác động đến Huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gòn. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến thể hiện sự tác động của 6 thành phần yếu tố đến huy động vốn dân cư được biểu diễn dưới dạng phương trình sau:
Y = β0 + β1X1 + β2 X2 + β3 X3 + β4 X4 + β5 X5 + β6X6 Trong đó:
Y: biến phụ thuộc - Huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gòn Xn: Biến độc lập - Thành phần thứ n tác động đến Y
βn: Hệ số hồi quy tương ứng với biến độc lập thứ n.
Các biến đưa vào phân tích hồi quy được tính nhân số bằng cách lấy trung bình cộng (Mean) của các biến quan sát thuộc nhân tố đó.
Bảng 3.1: Kết quả phân tích hồi quy bội Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .871a .759 .753 .20156694 .759 122.316 6 194 .000 a. Predictors: (Constant), THTN, CLKD, CKKT, CSQC, CSLS_MTPL,MTCT
Bảng 3.2: Phân tích ANOVA ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 24.848 6 4.970 122.316 .000b Residual 7.882 194 .041 Total 32.730 199 a. Dependent Variable: HDVDC b. Predictors: (Constant), THTN, CLKD, CKPTKT, CSQC, CSLS_MTPL, MTCT
Bảng 3.3: Kết quả hồi quy bội
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B ErrorStd. Beta Tolerance VIF
(Constant) 0.83 0.147 5.634 0 CSLS_MTPL 0.174 0.041 0.236 4.215 0 0.396 2.523 CSQC 0.301 0.039 0.379 7.736 0 0.518 1.929 CKKT 0.068 0.039 0.084 1.742 0.002 0.535 1.871 CLKD 0.019 0.037 0.023 0.522 0.004 0.614 1.629 THTN 0.246 0.035 0.323 6.93 0 0.572 1.748 MTCT -0.257 0.032 0.030 0.057 0 0.543 1.659 a. Dependent Variable: HDVDC
Kết quả phân tích hồi quy bội nhận thấy có R2 là 0.759 và R2 điều chỉnh là 0.753. Như vậy thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2, dung R2 điều chỉnh đánh giá độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu. Điều này nói lên độ thích hợp của mơ hình là 75.3% hay 75.3% độ
biến thiên về biến Huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn được giải thích chung bởi các biến độc lập trong mơ hình.
Kết quả phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị thống kê F được tính từ giá trị R2 của mơ hình có giá trị sig rất nhỏ cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu, hay các biến độc lập có quan hệ với biến phụ thuộc và mơ hình có thể sử dụng được.
Hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ, thỏa điều kiện nhỏ hơn 10, như vậy sẽ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến ( theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc). Do đo, các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không co hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, nên mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mơ hình hồi quy.
Phương trình hồi quy sẽ cho phép khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa các biến số Chính sách lãi suất_Mơi trường pháp luật (CSLS_MTPL), Chính sách quảng cáo (CSQC), Chu kỳ phát triển kinh tế (CKKT), Chiến lược kinh doanh (CLKD), Thương hiệu thâm niên (THTN) và mối quan hệ nghich biến với biến số Mơi trường cạnh tranh (MTCT)
Ta có mơ hình như sau:
HDVDC = 0.83 + 0.174CSLS_MTPL + 0.301CSQC + 0.068CKPTKT +
0.019CLKD + 0.246THTN – 0.257MTCT
Như vậy qua mơ hình trên ta thấy yếu tố tác động mạnh nhất đến hoạt động huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn là Chính sách quảng cáo. Nếu như Chính sách quảng cáo tăng lên 1 điểm thì Huy động vốn dân cư cũng tăng trung bình lên 0.301 điểm. Điều này cũng giải thích tương tự cho các yếu tố Chính sách lãi suất_Môi trường pháp luật, Chu kỳ phát triển kinh tế, Môi trường cạnh tranh, Chiến lược kinh doanh và Thương hiệu thâm niên.
Qua kết quả phân tích trên cho thấy đâu là những yếu tố tác động mạnh nhất đến huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn và đây chính là những căn cứ để xây dựng các giải pháp nhằm mở rộng hoạt động huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn.
Hạn chế của khảo sát
- Do khơng có điều kiện nên chỉ gửi 200 bảng câu hỏi đến khách hàng. Dù số lượng mẫu thu thập được đủ đại diện cho đề tài khảo sát, tuy nhiên số lượng mẫu là 200 vẫn còn rất nhỏ so với số lượng khách hàng tại Chi nhánh.
- Khảo sát chỉ tập trung vào những khách hàng đã sử dụng các sản phẩm tiền gửi tại BIDV Sài Gòn nên chưa thể đánh giá về khách hàng trên địa bàn và những địa phương khác, cũng như những khách hàng tiềm năng chưa sử dụng dịch vụ ngân hàng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Thơng qua cơng cụ phân tích và kiểm định với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS 20, tôi đã thực hiện một cuộc khảo sát nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn. Đây chính là những nền tảng để tôi hướng đến những giải pháp nhằm mở rộng hoạt động huy động vốn dân cư tại BIDV Sài Gịn, góp phần đưa BIDV Sài Gịn và hệ thống BIDV nói chung tiến tới trở thành ngân hàng bán lẻ hiện đại hàng đầu Việt Nam.