- Về thu nhập: số người được khảo sát phần lớn có thu nhập trên 5 triệu đồng, trong đó thu nhập trên 10 triệu đồng chiếm tỷ lệ lớn nhất 70,1%, thu nhập từ 5 đến 10 triệu đồng chiếm 22,1%. Số lượng có thu nhập dưới 5 triệu đồng chỉ chiếm 7,8%.
- Về trình độ học vấn: có sự chênh lệch trong trình độ học vấn, đa số người được khảo sát đều có trình độ đại học chiếm tỷ lệ 82,3%, sau đại học chiếm 14,3%. Nhóm Cao đẳng, trung cấp, THPT chiếm tỷ lệ nhỏ hơn 2%.
- Về nghề nghiệp: trong tổng số người khảo sát, thành phần chiếm tỷ lệ lớn 36,4% là kinh doanh tự do, kế đến là nhân viên văn phòng chiếm 33,8%. Thành phần hưu trí và công chức nhà nước chiếm tỷ lệ lần lượt là 12,1% và 11,3%. Số ít còn lại là những người làm nội trợ (chiếm tỷ lệ 2,6%) và sinh viên (chiếm tỷ lệ 3,9%).
Thống kê theo việc sử dụng tiền nhàn rỗi cho thấy tỷ lệ chọn các kênh đầu tư tiền là như nhau không có nhiều sự chênh lệch, đứng đầu là kênh bảo hiểm với tỷ lệ 16%, chủ yếu rơi vào nhóm hưu trí và có độ tuổi trên 35. Kênh gửi tiền vào ngân hàng không phải là lựa chọn duy nhất khi người ta có tiền nhàn rỗi, các kênh như chứng khoán, bất động sản, vàng hay tự do kinh doanh vẫn thu hút nhiều đối tượng, ngoài ra còn có các lựa chọn khác như du học, du lịch, chữa bệnh… (chiếm tỷ lệ từ 13,5 đến 14,7%) (xem bảng 4.4.).
Thống kê theo mục đích gửi tiền vào ngân hàng cho thấy chiếm tỷ lệ cao nhất 17,6% là vì lý do tạm thời chưa sử dụng tiền, kế đến là vì tiết kiệm cho tương lai (chiếm tỷ lệ 17,3%). Các lý do như hưởng lãi suất, tránh rủi ro giữ tiền, sử dụng tiện ích ngân hàng và khác có tỷ lệ ngang nhau, dao động từ 15,9 đến 16,7% (xem bảng 4.4.).
Bảng 4.4. Thống kê mô tả dữ liệu mẫu khảo sát về mục đích sử dụng tiền nhàn rỗi và mục đích gửi tiền vào ngân hàng
Số lượng | Tỷ lệ % | ||
Sử dụng tiền nhàn rỗi | Gửi ngân hàng | 119 | 14,7 % |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền vào Ngân hàng thương mại của khách hàng cá nhân - 5 -
Các Biến Quan Sát Chính Thức Được Mã Hóa -
Thực Trạng Gửi Tiền Của Khách Hàng Tại Các Nhtm Và Kết Quả Nghiên Cứu Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Quyết Định Gửi Tiền Vào Ngân Hàng Thương -
Kết Quả Đánh Giá Mô Hình Hồi Quy -
Gợi Ý Chính Sách Làm Gia Tăng Sự Tác Động Của Các Nhân Tố -
Hạn Chế Của Đề Tài Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo
Xem toàn bộ 122 trang tài liệu này.
Số lượng | Tỷ lệ % | ||
Đầu tư chứng khoán | 110 | 13,5 % | |
Đầu tư bất động sản | 112 | 13,8 % | |
Mua vàng | 111 | 13,7 % | |
Mua bảo hiểm | 130 | 16,0 % | |
Tự kinh doanh | 111 | 13,7 % | |
Khác | 119 | 14,7 % | |
Tổng | 812 | 100 % | |
Mục đích gửi tiền | Hưởng lãi suất | 113 | 16,7 % |
An toàn, tránh rủi ro khi giữ tiền | 110 | 16,2 % | |
Tiết kiệm cho tương lai | 117 | 17,3 % | |
Sử dụng tiện ích của ngân hàng | 108 | 15,9 % | |
Tạm thời không sử dụng/ Chờ cơ hội làm ăn | 119 | 17,6 % | |
Khác | 111 | 16,4 % | |
Tổng | 678 | 100 % |
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
Thống kê về ngân hàng đang gửi tiền cho thấy, với mẫu khảo sát này thì các ngân hàng được lựa chọn gửi tiền là như nhau, không có sự chênh lệch lớn, tuy nhiên nhóm các NHTM nhà nước vẫn được ưa chuộng hơn các NHTM cổ phần (xem biểu đồ 4.3.).
Thống kê ngân hàng đang gửi tiền
Khác SCB
Techcombank
MB bank Eximbank Sacombank
ACB
BIDV
Agribank Vietinbank Vietcombank
0.0%
2.0%
4.0%
6.0%
8.0%
10.0%
12.0%
Biểu đồ 4.3. Thống kê mô tả dữ liệu mẫu khảo sát về ngân hàng gửi tiền
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
4.2.2. Phân tích Cronbach’s Alpha
Phương pháp phân tích Cronbach’s Alpha cho phép loại bỏ những biến không phù hợp và các biến rác trong mô hình. Theo đó, những biến có hệ số alpha lớn hơn 0.6 mới được xem là chấp nhận được và thích hợp đưa vào phân tích những bước tiếp theo, đồng thời hệ số tương quan với biến tổng hiệu chỉnh có giá trị lớn hơn 0.3 thì mới đạt yêu cầu.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha
Item-Total Statistics
Scale Mean if Item Deleted | Scale Variance if Item Deleted | Corrected Item-Total Correlation | Cronbach's Alpha if Item Deleted | |
Lợi ích tài chính: Cronbach’s Alpha = 0.777 | ||||
LU1 | 3.94 | .774 | .636 | . |
LU2 | 3.84 | .836 | .636 | . |
Sản phẩm dịch vụ: Cronbach’s Alpha = 0.828 | ||||
SP1 SP2 SP3 SP4 | 11.37 11.41 11.38 11.37 | 4.687 4.452 4.462 4.417 | .606 .665 .689 .655 | .804 .777 .766 .782 |
PV1 | 18.16 | 9.010 | .604 | .768 |
PV2 PV3 PV4 PV5 PV6 | 18.22 18.15 18.10 18.08 18.09 | 9.216 8.370 9.330 9.298 10.179 | .542 .673 .531 .601 .441 | .782 .750 .784 .769 .802 |
Cảm giác an toàn: Cronbach’s Alpha = 0.874 | ||||
AT1 AT2 AT3 AT4 | 10.53 10.61 10.86 10.90 | 5.450 5.648 5.410 4.965 | .750 .693 .706 .773 | .831 .852 .848 .821 |
Sự thuận tiện: Cronbach’s Alpha = 0.892 | ||||
TT1 TT2 TT3 TT4 TT5 | 13.71 13.85 14.20 14.12 14.06 | 9.372 10.025 9.780 8.834 9.075 | .753 .710 .701 .818 .714 | .866 .876 .877 .850 .876 |
Sự giới thiệu: Cronbach’s Alpha = 0.838 | ||||
GT1 GT2 GT3 | 7.19 7.15 7.13 | 2.364 2.491 2.395 | .681 .708 .715 | .796 .769 .761 |
Nhận biết thương hiệu: Cronbach’s Alpha = 0.765 | ||||
TH1 TH2 TH3 | 6.76 6.61 6.43 | 3.306 2.969 3.134 | .547 .640 .608 | .740 .636 .674 |
Quyết định gửi tiền: Cronbach’s Alpha = 0.726 | ||||
QDGT1 QDGT2 QDGT3 | 7.75 8.02 7.08 | 1.458 1.521 1.980 | .552 .621 .491 | .642 .545 .707 |
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
Các thang đo của các nhân tố trong nghiên cứu đều đạt yêu cầu về độ tin cậy alpha > 0.6 cho thấy đây là một thang đo lường tốt, trong đó thang đo “Sự thuận
tiện” có độ tin cậy cao nhất với α = 0.892, kế đến là thang đo “Cảm giác an toàn”, “Sự giới thiệu”, “Sản phẩm dịch vụ”, “Năng lực phục vụ”, các thang đo còn lại đều có hệ số alpha đạt giá trị phù hợp.
Hệ số tương quan biến tổng của các thang đo đều thỏa điều kiện > 0.3 nên không có biến quan sát nào bị loại. Và như vậy có tất cả 27 biến quan sát độc lập và 3 biến quan sát phụ thuộc được sử dụng để phân tích nhân tố EFA tiếp theo.
4.2.3. Phân tích nhân tố EFA
Trước khi phân tích nhân tố EFA ta cần kiểm tra xem việc sử dụng phương pháp này có phù hợp không. Giá trị KMO trong khoảng 0.5 đến 1 và giá trị Sig. của kiểm định Bartlett bé hơn 0.05 là phù hợp.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Bartlett và KMO lần 1
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .841 | |
Approx. Chi-Square | 2995.723 | |
Bartlett's Test of Sphericity | df | 351 |
Sig. | .000 | |
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
Thực hiện phân tích EFA cho 7 biến độc lập, kết quả hệ số KMO = 0.841 và kiểm định Bartlett có ý nghĩa (Sig.=0.000 < 0.05) chứng tỏ phân tích nhân tố thích hợp với các dữ liệu và các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Tiếp theo thực hiện phương pháp trích trong phân tích nhân tố (Principal Component) với giá trị trích Eigenvalue lớn hơn 1. Kết quả phân tích cho thấy 7 nhân tố có Eigenvalue > 1 và giải thích được 68.691% biến thiên của dữ liệu.
Thực hiện xoay các nhân tố theo phép xoay vuông góc Varimax, sau khi xoay ta loại bỏ các biến có hệ số tải nhỏ hơn 0.5 hoặc hiệu số giữa các hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.3 để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA.
Kết quả khi thực hiện phân tích EFA lần đầu tiên cho thấy biến PV6 tải lên 2 nhân tố, do có hiệu số giữa hai hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.3 nên ta loại biến PV6 (xem phụ lục 5). Như vậy từ 27 biến độc lập đưa vào phân tích lần 1, chỉ còn 26 biến được đưa vào phân tích lần 2 với kết quả như bảng 4.7.
Bảng 4.7. Kết quả phân tích nhân tố EFA cho các biến độc lập lần 2
Nhân tố | |||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
TT4 | .859 | ||||||
TT5 | .804 | ||||||
TT1 TT2 | .801 .780 | ||||||
TT3 | .767 | ||||||
AT4 | .830 | ||||||
AT1 | .807 | ||||||
AT2 | .783 | ||||||
AT3 | .757 | ||||||
PV3 | .800 | ||||||
PV1 | .745 | ||||||
PV5 | .722 | ||||||
PV2 | .710 | ||||||
PV4 | .683 | ||||||
SP3 | .817 | ||||||
SP1 | .771 | ||||||
SP2 | .763 | ||||||
SP4 | .753 | ||||||
GT3 | .847 | ||||||
GT2 | .792 | ||||||
GT1 | .781 | ||||||
TH2 TH3 | .849 .799 | ||||||
TH1 | .749 | ||||||
LU2 LU1 | .856 .821 | ||||||
Initial Eigenvalues | 6.997 | 3.023 | 2.091 | 1.842 | 1.716 | 1.269 | 1.186 |
KMO | KMO = 0.840 | ||||||
Nhân tố | |||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
Kiểm định Bartlett | Sig. = 0.000 | ||||||
Tổng phương sai trích | 69.707 % | ||||||
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
Kết quả phân tích nhân tố lần 2 cho thấy các điều kiện của phân tích EFA đều thỏa, giá trị KMO = 0.840 > 0.5, hệ số Sig. của kiểm định Bartlett là 0.000 < 0.05, hệ số tải nhân tố của 26 biến đều lớn hơn 0.5, các giá trị Eigenvalue đều lớn hơn 1 và tổng phương sai trích đạt 69.707%, nên được sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Thực hiện phân tích nhân tố EFA của biến phụ thuộc Quyết định gửi tiền của khách hàng, kết quả cho thấy hệ số KMO và kiểm định Bartlett là thích hợp với các dữ liệu (KMO = 0.661) và các biến có tương quan với nhau trong tổng thể (Sig. =
0.000 < 0.05). Hệ số tải nhân tố của các biến trong thang đo Quyết định gửi tiền của khách hàng đều lớn hơn 0.5, giá trị Eigenvalue là 1.984 và phương sai trích là 64.933%. Như vậy, các thang đo các khái niệm được chấp nhận và đảm bảo độ tin cậy và được sử dụng cho phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 4.8. Kết quả phân tích nhân tố EFA của biến phụ thuộc
Hệ số tải nhân tố | KMO | Eigenvalues | Phương sai trích | |
QDGT1 | 0.804 | 0.661 | 1.984 | 64.933 |
QDGT2 | 0.851 | |||
QDGT3 | 0.760 |
(Nguồn: Theo phân tích của tác giả)
4.2.4. Phân tích tương quan
Để xem xét mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như mối tương quan giữa từng biến độc lập với nhau, nghiên cứu đã tiến hành phân tích hệ số tương quan (Pearson Correlation).
Hệ số tương quan Pearson (r) dùng để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Hệ số này tiến đến gần 1 thể hiện mối
quan hệ tuyến tính chặt chẽ.
Giá trị Sig. cho biết mối quan hệ giữa các biến có ý nghĩa thống kê hay không, nếu Sig. bé hơn mức ý nghĩa (thường là 0.05) thì giữa 2 nhân tố có mối tương quan với nhau và ngược lại.
Bảng 4.9. Kết quả phân tích tương quan
Correlations
QDGT | LU | SP | PV | AT | TT | GT | TH | ||
QDGT | Pearson Correlation | 1 | .512** | .502** | .434** | .580** | .465** | .499** | .404** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | |
LU | Pearson Correlation | .512** | 1 | .322** | .190** | .384** | .317** | .309** | .176** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .004 | .000 | .000 | .000 | .007 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | |
SP | Pearson Correlation | .502** | .322** | 1 | .249** | .326** | .344** | .244** | .184** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .005 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | |
PV | Pearson Correlation | .434** | .190** | .249** | 1 | .189** | .007 | .284** | .180** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .004 | .000 | .004 | .918 | .000 | .006 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | |
AT | Pearson Correlation | .580** | .384** | .326** | .189** | 1 | .382** | .465** | .293** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .004 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | |
TT | Pearson Correlation | .465** | .317** | .344** | .007 | .382** | 1 | .351** | .262** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .918 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 | 231 |