- Trang Chủ
- Ngân hàng - Tín dụng
- Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Vietcombank tại khu vực thành phố Hồ Chí Minh
Xem mẫu
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
ID: YSC3F.340
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH GỬI TIỀN TIẾT KIỆM CỦA
KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG VIETCOMBANK TẠI KHU VỰC
THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
TRẦN HUỲNH KIM THOA1, NGUYỄN MINH HẢI1, ĐỖ THỊ YẾN NGỌC1, LÊ THỊ LINH1
1
Khoa Tài chính – Ngân hàng, Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
kimthoaffb@gmail.com, Nguyenminhhai010697@gmail.com
Tóm tắt. Nghiên cứu được thực hiện nhằm mục đích xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến
quyết định gửi tiền tiết kiệm tại ngân hàng thương mại. Sử dụng dữ liệu Báo cáo tài chính giai đoạn 2015-
2020 để phân tích thực trạng. Ngoài ra còn sử dụng bảng câu hỏi để thực hiện các phân tích thống kê mô
tả, kiểm định độ tin cậy, phân tích tương quan, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy, kiểm
định ANOVA, kiểm định đa cộng tuyến. Sử dụng 6 nhân tố lãi suất tiền gửi tiết kiệm, uy tín của ngân hàng,
hình thức chiêu thị, chất lượng dịch vụ, ảnh hưởng người thân quen và sự thuận tiện. Kết quả thực nghiệm
cho thấy tất cả 6 nhân tố nhóm tác giả đưa vào nghiên cứu đều có tác động đến quyết định gửi tiền tiết kiệm
của khách hàng cá nhân. Trong đó yếu tố uy tín của ngân hàng có tác động mạnh nhất đến quyết định gửi
tiền, ngược lại yếu tố ảnh hưởng người thân quen có tác động yếu nhất đến quyết định gửi tiền tiết kiệm.
Điều này có ý nghĩa quan trọng đối với các nhà quản trị ngân hàng.
Từ khóa. Quyết định gửi tiền tiết kiệm, Lãi suất tiền gửi tiết kiệm, Nhân tố tác động, Thống kê mô tả,
Kiểm định độ tin cậy, Nhân tố khám phá EFA, Hồi quy, Kiểm định ANOVA.
FACTORS AFFECTING THE DECISION TO SEND SAVE CASH BY INDIVIDUAL
CUSTOMERS AT VIETCOMBANK BANK IN HO CHI MINH CITY
Abstract. The study is conducted to determine the influence of each factor on the decision to deposit
savings at commercial banks. Using data of Financial Statements for the period 2015-2020 to analyze the
situation. In addition, the questionnaire is also used to perform descriptive statistical analysis, reliability
test, correlation analysis, discovery factor analysis EFA, regression analysis, ANOVA test, multiple test
collinear. Using 6 factors of savings deposit interest rate, bank's reputation, form of marketing, quality of
service, influence of acquaintances and convenience. The experimental results show that all 6 factors the
authors put into the study have an impact on the individual customers' decisions to save money. In which,
the prestige of the bank has the strongest impact on the decision to send money, whereas the factor
influencing relatives has the weakest impact on the decision to deposit money. This has important
implications for bank executives.
Keywords. Decision on savings deposit, Interest rate, impact factor, Descriptive statistics, Reliability test,
EFA discovery factor, Regression, ANOVA test, Reliability test trust.
1 GIỚI THIỆU
Ngân hàng thương mại (NHTM) là tổ chức kinh doanh tiền tệ mà hoạt động chủ yếu và thường xuyên là
nhận tiền gửi của khách hàng với trách nhiệm hoàn trả và sử dụng số tiền đó để cho vay, thực hiện nghiệp
vụ chiết khấu và làm phương tiện thanh toán và sinh lợi nhuận.
Đối với NHTM, việc thu hút hiệu quả nguồn vốn tiền gửi tiết kiệm từ khách hàng luôn đóng vai trò quan
trọng và vô cùng khó khăn, từ khi ngân hàng nhà nước áp dụng trần lãi suất huy động đối với tiền gửi tiết
kiệm, dẫn đến hầu như lãi suất của các NHTM ở các kỳ hạn hầu như hoàn toàn giống nhau, do đó làm thế
nào ngân hàng có thể huy động được vốn từ tiền gửi tiết kiệm nhiều hơn từ nguồn khách hàng sẵn và phát
triển mới, bởi vì thị trường ngày càng gay gắt và căng thẳng.
© 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 445
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
Mục đích của nghiên cứu này phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách
hàng ở khu vực TP.Hồ Chí Minh.
2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC
2.1 Cơ sở lý thuyết
Lý thuyết hành vi khách hàng
Theo Hiệp hội marketing Hoa Kỳ, hành vi khách hàng chính là sự tác động qua lại giữa các yếu tố kích
thích của môi trường với nhận thức và hành vi của con người mà qua sự tương tác đó, con người thay đổi
cuộc sống của họ. Hay nói cách khác, hành vi khách hàng bao gồm những suy nghĩ và cảm nhận mà con
người có được và những hành động mà họ thực hiện trong quá trình tiêu dùng. Những yếu tố như ý kiến từ
những người tiêu dùng khác, quảng cáo, thông tin về giá cả, bao bì, bề ngoài sản phẩm đều có thể tác động
đến cảm nhận, suy nghĩ và hành vi của khách hàng.
2.2 Tổng quan các nghiên cứu trước
Đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm trong và ngoài nước về các nhân tố tác động đến quyết định gửi tiền
tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng (Thụy Việt Thùy, 2016; Hoàng Thị Anh Thư, 2017; Lê
Kim Anh, Trần Đình Khôi Nguyên, 2016; HosseinVazifehdoos, Mohammad Nader Mohammadi and Jamal
Mohamad Shilan,2015; Nasser, N., Hafiz, N., & Zaluki, S. , 2018; Anayo D. Nkamnebe, Steve Ukenna,
Carol Anionwu, Victoria Chibuike, 2013). Các nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến hành vi gửi tiền tiết kiệm
của khách hàng là: lãi suất tiền gửi tiết kiệm, uy tín của ngân hàng, hình thức chiêu thị, chất lượng dịch vụ,
ảnh hưởng của người thân quen, sự thuận tiện. Qua các nghiên cứu trước mô hình nghiên cứu nhóm tác giả
đề xuất như sau:
Quyết định tiền gửi tiết kiệm = f (lãi suất tiền gửi tiết kiệm, uy tín của ngân hàng, hình thức chiêu thị, chất
lượng dịch vụ, ảnh hưởng của người thân quen, sự thuận tiện). Qua đó, 6 giả thuyết được phát triển như
sau:
LA: Lãi suất tiền gửi tiết kiệm tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân
UT: Uy tín của ngân hàng tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân
CT: Hình thức chiêu thị tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân
CL: Chất lượng dịch vụ tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân
NT: Ảnh hưởng người thân quen tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân
TT: Sự thuận tiện tác động cùng chiều đến quyết định gửi tiền tiết kiệm khách hàng cá nhân.
3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Mô hình nghiên cứu
Mô hình sẽ được kiểm định với nhóm giả thuyết về mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến quyết
định tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Vietcombank tại khu vực TP. HCM.
Bảng 1: Giả thuyết mô hình nghiên cứu
STT Biến nghiên cứu Nguồn Chiều tác động
1 Lãi suất tiền gửi tiết HosseinVazifehdoos, Mohammad Nader +
kiệm Mohammadi and Jamal Mohamad Shilan
(2015).
2 Uy tín của ngân hàng Hoàng Thị Anh Thư (2017), Lưu Thị Việt +
Thùy (2016).
3 Hình thức chiêu thị Lê Kim Anh, Trần Đình Khôi Nguyên +
(2016), Hoàng Thị Anh Thư (2017).
4 Chất lượng dịch vụ Trang 15, Lưu Thị Việt Thùy (2016), trang +
65, Bạch Thị Mỹ Hương (2018),
HosseinVazifehdoos, Mohammad Nader
Mohammadi and Jamal Mohamad Shilan
(2015).
5 Ảnh hưởng người thân Trang 14, Lưu Thị Việt Thùy (2016), trang +
quen 65, Bạch Thị Mỹ Hương (2018)
446 © 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
6 Sự thuận tiện Nasser, N., Hafiz, N., & Zaluki, S. (2018), +
Anayo D. Nkamnebe,Steve Ukenna,Carol
Anionwu,Victoria Chibuike (2013).
3.2 Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thu thập từ một số thông tin trên website của ngân hàng và các tài liệu có liên
quan tới bài nghiên cứu: trên các sách báo, trên các khóa luận trước… Phương pháp thu thập số liệu sơ cấp:
Số liệu cần thu thập được tiến hành phỏng vấn trực tiếp khách hàng cá nhân đến Vietcombank.
3.3 Các phương pháp phân tích
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng sử dụng dữ liệu bảng, bao gồm Phương pháp
thống kê mô tả, Phương pháp đánh giá thang đo bằng Cronbach’s Alpha, Phương pháp phân tích nhân tố
khám phá EFA, Phân tích tương quan, Phương pháp hồi quy đa biến, Phương pháp suy luận.
4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Thống kê mô tả
Bảng 2: Kết quả thống kê mô tả các biến
Ký Quan Độ lệch
Mô tả GTNN GTLN GTTB
hiệu sát chuẩn
LA1 Lãi suất tiết kiệm cao 200 1 5 3.15 1.15941
Vietcombank là ngân hàng
LA2 200 1 5 3.11 1.1465
có phí dịch vụ thấp
Vietcombank có phương
LA3 200 1 5 3.135 1.14601
thức trả lãi phù hợp
Vietcombank có khả năng
UT1 200 1 5 2.955 1.0384
chi trả tốt
Vietcombank là ngân hàng
UT2 uy tín và có danh tiếng trên 200 1 5 3.03 0.9018
thị trường
Vietcombank hoạt động từ
UT3 lâu đời và có bề dày về lĩnh 200 1 5 3.12 0.9487
vực ngân hàng
Vietcombank thông báo
UT4 chính xác, kịp thời về thay 200 1 5 3.22 0.9728
đổi lãi suất, tỷ giá
Vietcombank có nhiều
CT1 200 1 5 3.1 1.35617
chương trình quảng cáo
Vietcombank có nhiều
CT2 chương trình khuyến mãi và 200 1 5 2.94 1.22224
tri ân khách hàng
Vietcombank có nhân viên tư
CT3 vấn qua điện thoại hoặc đến 200 1 5 3.08 1.20033
tận nơi tư vấn
Vietcombank có cung cấp
CT4 các sản phẩm mới với nhiều 200 1 5 3.19 1.24566
ưu đãi
Thái độ phục vụ của
CL1 Vietcombank thân thiện, 200 1 5 2.96 1.34814
niềm nở, vui vẻ
Vietcombank hướng dẫn thủ
CL2 200 1 5 3.135 1.30587
tục tận tình, chi tiết, rõ ràng
© 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 447
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
Nhân viên Vietcombank
CL3 200 1 5 3.035 1.35014
nhanh nhẹn, năng động
Trang phục nhân viên
CL4 Vietcombank lịch sự, gọn 200 1 5 3.11 1.33673
gàng
Vietcombank có đội ngũ
CL5 nhân viên trình độ chuyên 200 1 5 3.005 1.28578
môn nghiệp vụ cao
Vietcombank áp dụng qui
CL6 200 1 5 2.995 1.26609
trình, công nghệ hiện đại
Anh/Chị gửi tiền do người
NT1 200 1 5 3.125 1.06539
thân giới thiệu
Anh/Chị gửi tiền do có người
NT2 quen làm việc tại 200 1 5 3.06 1.06398
Vietcombank
Anh/Chị gửi tiền do có người
NT3 quen gửi tiền tại 200 1 5 3.055 1.09452
Vietcombank
Mạng lưới Vietcombank
TT1 200 1 5 3.05 1.16373
rộng khắp vùng miền
Điểm giao dịch gần nhà hoặc
TT2 200 1 5 3.04 1.14672
cơ quan làm việc, trường học
Vietcombank có ngân hàng
TT3 200 1 5 3.08 1.18771
điện tử phát triển
Thời gian làm việc của ngân
TT4 200 1 5 2.995 1.19672
hàng thuận lợi để giao dịch
Gửi tiền tiết kiệm tại ngân
DG1 hàng VCB là một phương án 200 1 5 2.92 1.36489
tích trữ tài sản hữu ích
Tôi nghĩ rằng tiết kiệm tại
DG2 ngân hàng là phương án tiết 200 1 5 3.11 1.39917
kiệm phù hợp nhất đối với tôi
Tôi nghĩ rằng những người
quan trọng đối với tôi khuyến
DG3 200 1 5 3.02 1.38897
khích tôi gửi tiền tiết kiệm tại
ngân hàng
Tôi mong muốn gửi tiền tiết
DG4 200 1 5 2.995 1.32429
kiệm tại ngân hàng
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
4.2 Kết quả phân tích Cronbach’s alpha
Bảng 3: Kết quả phân tích Cronbach’s alpha
Hệ số
Cronbach’s
Nhân tố Ký hiệu Hệ số tương quan biến tổng Cronbach’s
Alpha
Alpha
Lãi suất tiền gửi (LA) LA1 0.635 0.618
LA2 0.480 0.791 0.757
LA3 0.653 0.597
Uy tín của ngân hàng UT1 0.611 0.888 0.873
(UT) UT2 0.743 0.833
448 © 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
UT3 0.817 0.803
UT4 0.76 0.825
Hình thức chiêu thị CT1 0.579 0.726 0.777
(CT) CT2 0.625 0.701
CT3 0.511 0.757
CT4 0.613 0.706
Chất lượng dịch vụ CL1 0.712 0.876 0.894
(CL) CL2 0.663 0.884
CL3 0.722 0.875
CL4 0.726 0.874
CL5 0.706 0.877
CL6 0.767 0.868
Ảnh hưởng của người NT1 0.763 0.853 0.887
thân quen (NT) NT2 0.770 0.847
NT3 0.805 0.816
Sự thuận tiện (TT) TT1 0.568 0.652 0.736
TT2 0.420 0.734
TT3 0.484 0.701
TT4 0.644 0.605
Quyết định gửi tiền DG1 0.632 0.715 0.786
tiết kiệm (DG) DG2 0.537 0.763
DG3 0.541 0.761
DG4 0.671 0.696
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
❖ Lãi suất tiết kiệm
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố lãi suất tiền gửi tiết kiệm có hệ số Cronbach’s Alpha của
mô hình là 0,757>0,6 và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng
các biến trong thang đo lãi suất tiền gửi tiết kiệm được đo lường rất tốt.
❖ Uy tín của ngân hàng
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố Uy tín của ngân hàng có hệ số Cronbach’s Alpha của mô
hình là 0,873 >0,6, và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng các
biến trong thang đo Uy tín của ngân hàng được đo lường rất tốt.
❖ Hình thức chiêu thị
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố hình thức chiêu thị có hệ số Cronbach’s Alpha của mô
hình là 0,777 >0,6, và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng các
biến trong thang đo hình thức chiêu thị được đo lường tốt.
❖ Chất lượng dịch vụ
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố chất lượng dịch vụ có hệ số Cronbach’s Alpha của mô
hình là 0,894 >0,6, và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng các
biến trong thang đo chất lượng dịch vụ được đo lường rất tốt.
❖ Ảnh hưởng của người thân quen
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố ảnh hưởng của người thân quen có hệ số Cronbach’s
Alpha của mô hình là 0,887 >0,6, và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng
định rằng các biến trong thang đo ảnh hưởng của người thân quen được đo lường tốt.
❖ Sự thuận tiện
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho nhân tố sự thuận tiện có hệ số Cronbach’s Alpha của mô hình là
0,736>0,6, và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng các biến
trong thang đo ảnh hưởng sự thuận tiện được đo lường tốt.
© 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 449
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
❖ Sự hài lòng
Kết quả kiểm định Cronbach’s alpha cho thành phần quyết định có hệ số Cronbach’s Alpha của mô hình là
0,786 >0,6 và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3. Bởi vậy có thể khẳng định rằng các biến
trong thang đo sự hài lòng được đo lường tốt. Như vậy 4 biến trong thành phần quyết định sẽ được sử dụng
cho phân tích EFA tiếp theo.
4.3 Kết quả phân tích khám phá EFA
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (đối với các biến độc lập)
Với điều kiện 0,5 ≤ KMO ≤ 1 và Sig. < 0,05 thì trong hai lần đầu chạy kết quả phân tích khám phá thì hệ
số KMO, mức ý nghĩa sig. trong kiểm định Bartlett’s test đều đạt yêu cầu. Sau đó ta tiến hành chạy EFA
với 24 biến quan sát còn lại, kết quả chạy EFA được thể hiện qua bảng sau:
Bảng 4: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
.838
Adequacy.
Approx. Chi-Square 2338.444
Bartlett's Test of Sphericity df 276
Sig. .000
Total Variance Explained
Compon Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Rotation Sums of Squared
ent Loadings Loadings
Total % of Cumulativ Total % of Cumulativ Total % of Cumulativ
Variance e% Variance e% Variance e%
1 6.610 27.542 27.542 6.610 27.542 27.542 3.999 16.661 16.661
2 3.022 12.592 40.133 3.022 12.592 40.133 2.966 12.358 29.019
3 2.321 9.670 49.803 2.321 9.670 49.803 2.603 10.845 39.864
4 1.625 6.769 56.572 1.625 6.769 56.572 2.439 10.162 50.026
5 1.396 5.817 62.388 1.396 5.817 62.388 2.238 9.325 59.352
6 1.272 5.302 67.690 1.272 5.302 67.690 2.001 8.339 67.690
7 .836 3.482 71.173
8 .761 3.172 74.345
9 .717 2.989 77.334
10 .624 2.601 79.935
11 .578 2.408 82.344
12 .500 2.083 84.427
13 .482 2.009 86.436
14 .454 1.893 88.329
15 .415 1.729 90.058
16 .391 1.631 91.689
17 .329 1.372 93.061
18 .311 1.294 94.355
19 .291 1.215 95.570
450 © 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
20 .259 1.080 96.649
21 .236 .985 97.634
22 .226 .941 98.575
23 .202 .843 99.418
24 .140 .582 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Qua bảng 4 ta thấy hệ số KMO = 0,838 (0,5 ≤ KMO ≤ 1), vậy sử dụng phương phân tích nhân tố các biến
này là thích hợp. Mặt khác hệ số Sig. =0,000
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
giữa nhân tố kia. Nên sau khi phân tích nhân tố thì các nhân tố độc lập này giữ nguyên không bị tăng thêm
hoặc giảm đi các nhân tố và tất cả các nhân tố đều được sử dụng cho các bước phân tích tiếp theo.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (đối với biến phụ thuộc)
Bảng 6: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .777
Approx. Chi-Square 223.900
Bartlett's Test of Sphericity Df 6
Sig. .000
Total Variance Explained
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.450 61.242 61.242 2.450 61.242 61.242
2 .650 16.249 77.492
3 .486 12.151 89.642
4 .414 10.358 100.000
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Qua bảng 6 khi phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc ta thấy KMO=0,777 (0,5≤ KMO≤1)
và giá trị Sig.=0,000 (0,5, cùng thuộc 1 nhóm nhân tố và có phương sai trích bằng 61,242%>50%. Do đó
cả 4 biến quan sát này đáp ứng đủ điều kiện trong phân tích EFA và sẽ được dùng để phân tích tương quan
và phân tích hồi quy tiếp theo.
4.4 Phân tích tương quan
Bảng 7: Kết quả phân tích tương quan
Correlations
DG LA UT CT CL NT TT
Pearson Correlation 1 .500** .557** .448** .498** .401** .561**
DG Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
** ** ** ** **
Pearson Correlation .500 1 .214 .226 .457 .282 .375**
LA Sig. (2-tailed) .000 .002 .001 .000 .000 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
Pearson Correlation .557** .214** 1 .267** .198** .168* .342**
UT Sig. (2-tailed) .000 .002 .000 .005 .018 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
Pearson Correlation .448** .226** .267** 1 .174* .345** .420**
CT Sig. (2-tailed) .000 .001 .000 .014 .000 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
Pearson Correlation .498** .457** .198** .174* 1 .211** .349**
CL Sig. (2-tailed) .000 .000 .005 .014 .003 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
NT Pearson Correlation .401** .282** .168* .345** .211** 1 .352**
452 © 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
Sig. (2-tailed) .000 .000 .018 .000 .003 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
Pearson Correlation .561** .375** .342** .420** .349** .352** 1
TT Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000
N 200 200 200 200 200 200 200
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Qua bảng 7 cho thấy có sự tương quan giữa 6 nhân tố cấu thành thang đo với quyết định sử dụng dịch vụ
tiền gửi tiết kiệm của khách hàng. Các giá trị sig. đều nhỏ hơn 0,05 do vậy có ý nghĩa về mặt thống kê, ta
thấy hầu hết các biến độc lập đều có tương quan chặt với biến phụ thuộc thể hiện qua hệ số tương quan
pearson > 0.3 giữa các biến độc lập với nhau thì hầu hết đều có hệ số tương quan pearson< 0.8 do đó bước
đầu có thể nhận xét rằng không có sự đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau.
Qua bảng 7 trên cho thấy mối liên hệ tuyến tính giữ các biến độc lập với biến DG. Giữa TT và DG có mối
tương quan mạnh nhất với hệ số r là 0.561, giữa NT và DG có mối tương quan yếu nhất với hệ số r là 0.401.
Các cặp biến độc lập đều có mức tương quan khá yếu với nhau, như vậy khả năng cao sẽ không xảy ra hiện
tượng đa cộng tuyến.
4.5 Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Kiểm định mô hình với nhân tố phụ thuộc là Quyết định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm của khách hàng
và 6 thành phần nhân tố là các biến độc lập bao gồm: lãi suất tiền gửi tiết kiệm, uy tín của ngân hàng, hình
thức chiêu thị, chất lượng dịch vụ, ảnh hưởng người thân quen, sự thuận tiện. Kết quả kiểm định mô hình
hồi quy cho ta biết được thành phần nào ảnh hưởng nhiều đến quyết định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm
của khách hàng cá nhân và thành phần nào ít ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ tiền gửi tiết kiệm
của khách hàng cá nhân.
Bảng 8: Kết quả phân tích hồi quy
Coefficientsa
Model Unstandardized Standardized t Sig. Collinearity
Coefficients Coefficients Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) -1.353 .253 -5.338 .000
LA .206 .059 .181 3.469 .001 .719 1.392
UT .451 .062 .347 7.245 .000 .855 1.170
1 CT .169 .056 .154 3.030 .003 .764 1.308
CL .229 .051 .228 4.453 .000 .751 1.332
NT .139 .054 .126 2.550 .012 .807 1.239
TT .226 .067 .185 3.390 .001 .659 1.517
a. Dependent Variable: DG
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Durbin-Watson
Estimate
1 .788a .621 .609 .66874 1.796
a. Predictors: (Constant), TT, LA, UT, CL, CT, NT
b. Dependent Variable: DG
© 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 453
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 141.224 6 23.537 52.631 .000b
1 Residual 86.313 193 .447
Total 227.537 199
a. Dependent Variable: DG
b. Predictors: (Constant), TT, LA, UT, CL, CT, NT
Qua bảng 8 ta thấy R2= 0,621>0,5, R2 điều chỉnh=0,609>0,5 cho thấy biến độc lập đưa vào chạy hồi quy
ảnh hưởng 60.9% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 39.1% là do các biến ngoài mô hình và sai số
ngẫu nhiên.
Sig.Anova=0,000 CL(0.228)>TT(0.185)>LA(0.181)>CT(0.154)>NT(0.126).
Mô hình hồi quy tuyến tính từ SPSS cho thấy có tổng cộng 6 nhân tố tác động đến quyết định tiền gửi tiết
kiệm của khách hàng cá nhân tại VCB trong đó 6 nhân tố đều tác động cùng chiều. Trong các nhân tố (UT)
có tác động mạnh nhất điều này cho thấy yếu tố uy tín có ảnh hưởng mạnh mẽ đến quyết định tiền gửi tiết
kiệm tại VCB hiện nay. Dẫn chứng đồng quan điểm với “Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết
định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam- chi nhánh
Huế” của tác giả Bạch Thị Mỹ Hương (2018).
Nghiên cứu cho thấy yếu tố uy tín của ngân hàng có tác động mạnh nhất tới quyết định tiền gửi của khách
hàng, đó là điều hiển nhiên bởi vì uy tín luôn là yếu tố tìm kiếm đầu tiên của khách hàng khi có nhu cầu
gửi tiền. Khi sử dụng các dịch vụ tại ngân hàng khách hàng luôn được đảm bảo rằng thông tin và khoản
tiền của mình luôn được an toàn. Hiện nay VCB đang dẫn đầu bảng xếp hạng top 10 NHTM Việt Nam uy
tín năm 2020, nên khách hàng lựa chọn việc gửi tiền tiết kiệm tại Vietcombank thay vì lựa chọn NHTM
khác cũng là điều dễ hiểu.
454 © 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
Bên cạnh đó yếu tố ảnh hưởng của người thân quen có tác động yếu nhất đến quyết định tiền gửi của khách
hàng cá nhân tại VCB. Bởi vì, ngày nay với sự phát triển của công nghệ, thì việc tìm kiếm cho mình thông
tin về một ngân hàng chất lượng để gửi tiền không còn khó đối với khách hàng, có thể tìm hiểu qua báo
đài, internet, tờ rơi cho nên yếu tố ảnh hưởng của người thân quen thông qua người thân bạn bè đang gửi
tiền hoặc đang công tác tại VCB cũng có phần tác động thấp hơn so với các yếu tố khác đến quyết định
chọn ngân hàng gửi tiền của khách hàng là điều dễ hiểu.
5 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Nghiên cứu: “Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tiền gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại ngân hàng
Vietcombanktại khu vực Thành phố Hồ Chí Minh” đã giải quyết được mục tiêu đề ra một cách trọn vẹn.
Nghiên cứu đã phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân
tại Vietcombank, tiến hành điều tra khảo sát khách hàng cá nhân đã và đang tham gia dịch vụ gửi tiền tiết
kiệm tại ngân hàng Vietcombank. Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 6 yếu tố tác động đến quyết định gửi
tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại VCB, đó là: (1) Lãi suất tiền gửi tiết kiệm, (2) Uy tín của ngân
hàng, (3) Hình thức chiêu thị, (4) Chất lượng dịch vụ, (5) Ảnh hưởng người thân quen, (6) Sự thuận tiện.
Ngoài ra nghiên cứu cũng cho biết yếu tố uy tín ngân hàng (UT) tác động mạnh nhất tới quyết định gửi tiền
của khách hàng tại VCB và yếu tố người thân quen có tác động yếu nhất đến quyết định gửi tiền tiết kiệm
tại VCB.
Đề tài nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn gửi tiết kiệm tại VCB đã đưa ra những
tiêu chí ảnh hưởng đến quyết định chọn hay không chọn gửi tiết kiệm tại VCB. Do đó nghiên cứu có ý
nghĩa thực tiễn khi góp phần giúp ngân hàng hiểu rõ hơn nhu cầu, mong muốn và tiêu chí lựa chọn gửi tiết
kiệm tại VCB. Từ kết quả của nghiên cứu đã cung cấp thông tin tham khảo để VCB đưa ra các giải pháp
phù hợp nhằm duy trì và thu hút khách hàng sử dụng dịch vụ gửi tiết kiệm tại ngân hàng. Đồng thời cũng
phản ánh được thực trạng hiệu quả huy động tiền gửi tại ngân hàng VCB một cách sát thực. Trên cơ sở
nghiên cứu lý luận và thực tiễn nhóm tác giả có đề xuất một số kiến nghị nhằm nâng cao hiệu quả huy động
tiền gửi tiết kiệm tại ngân hàng VCB.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt
[1] Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam (2018), Quy định về tiền gửi tiết kiệm, ban hành thông tư 48/2018/TT-NHNN,
Hà nội.
[2] Lưu Thụy Việt Thùy (2016), Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại
Sacombank Vĩnh Châu, Sóc Trăng.
[3] Hoàng Thị Anh Thư (2017), Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng
cá nhân tại Huế, Thừa Thiên Huế.
[4] Lê Kim Anh, Trần Đình Khôi Nguyên (2016), Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm
của khách hàng các nhân trên địa bàn thành phố Tuy Hòa tỉnh Phú Yên, Tạp chí Kinh tế & Phát triển, số 228, trang
76-85.
Tiếng Anh
[5] HosseinVazifehdoos (2015), Mohammad Nader Mohammadi and Jamal Mohamad Shilan, Investigation and
Determination of Factors Which Affect Bank Deposits and Resources in Iranian Banking Industry (Case Study:
Kermanshah Province Maskan Bank), Italy.
[6] Philmore Alleyne và Tracey Broome (2010), Research and explore factors affecting investment decisions of
potential investors, Barbados.
[7] Nasser, N., Hafiz, N., & Zaluki, S. (2018), Investigating Factors Affecting Customers’ Preferences in Selecting an
Islamic Bank, Pakistan.
[8] Anayo D. Nkamnebe, Steve Ukenna (2013), Carol Anionwu, Victoria Chibuike, Determinants of bank selection
by university undergrads in south east Nigeria: empirical evidence, Nigeria.
© 2021 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 455
nguon tai.lieu . vn
