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

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 Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
,

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 20152020 để phân tích thực trạng. Ngồi ra cịn sử dụng bảng câu hỏi để thực hiện các phân tích thống kê mơ
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 ln đóng vai trị quan
trọng và vơ 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 hồn tồn 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 Cơng 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 mơi 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 ngồi 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; Hồng Thị Anh Thư, 2017; Lê
Kim Anh, Trần Đình Khơi 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 mơ 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 Mơ hình nghiên cứu

Mơ 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 mơ hình nghiên cứu

STT
1

2
3
4

5

446

Biến nghiên cứu
Nguồn
Lãi suất tiền gửi tiết HosseinVazifehdoos, Mohammad Nader
kiệm
Mohammadi and Jamal Mohamad Shilan
(2015).
Uy tín của ngân hàng
Hồng Thị Anh Thư (2017), Lưu Thị Việt
Thùy (2016).
Hình thức chiêu thị
Lê Kim Anh, Trần Đình Khơi Ngun
(2016), Hồng Thị Anh Thư (2017).
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).
Ảnh hưởng người thân Trang 14, Lưu Thị Việt Thùy (2016), trang
quen
65, Bạch Thị Mỹ Hương (2018)

Chiều tác động
+

+
+
+

+

© 2021 Trường Đại học Cơng 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
hiệu
LA1
LA2
LA3
UT1
UT2

UT3

UT4
CT1
CT2

CT3

CT4

CL1
CL2

Mô tả
Lãi suất tiết kiệm cao
Vietcombank là ngân hàng
có phí dịch vụ thấp
Vietcombank có phương
thức trả lãi phù hợp
Vietcombank có khả năng
chi trả tốt
Vietcombank là ngân hàng
uy tín và có danh tiếng trên
thị trường
Vietcombank hoạt động từ
lâu đời và có bề dày về lĩnh
vực ngân hàng
Vietcombank thơng báo
chính xác, kịp thời về thay
đổi lãi suất, tỷ giá
Vietcombank có nhiều
chương trình quảng cáo
Vietcombank có nhiều
chương trình khuyến mãi và
tri ân khách hàng
Vietcombank có nhân viên tư
vấn qua điện thoại hoặc đến
tận nơi tư vấn
Vietcombank có cung cấp

các sản phẩm mới với nhiều
ưu đãi
Thái độ phục vụ của
Vietcombank thân thiện,
niềm nở, vui vẻ
Vietcombank hướng dẫn thủ
tục tận tình, chi tiết, rõ ràng

GTNN

GTLN

GTTB

1

5

3.15

Độ lệch
chuẩn
1.15941

200

1

5

3.11

1.1465

200

1

5

3.135

1.14601

200

1

5

2.955

1.0384

200

1

5

3.03

0.9018

200

1

5

3.12

0.9487

200

1

5

3.22

0.9728

200

1

5

3.1

1.35617

200

1

5

2.94

1.22224

200

1

5

3.08

1.20033

200

1

5

3.19

1.24566

200

1

5

2.96

1.34814

200

1

5

3.135

1.30587

Quan
sát
200

© 2021 Trường Đại học Cơng 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

CL3
CL4

CL5
CL6
NT1
NT2

NT3
TT1
TT2
TT3
TT4
DG1

DG2

DG3

DG4

Nhân viên Vietcombank
nhanh nhẹn, năng động
Trang phục nhân viên

Vietcombank lịch sự, gọn
gàng
Vietcombank có đội ngũ
nhân viên trình độ chun
mơn nghiệp vụ cao
Vietcombank áp dụng qui
trình, cơng nghệ hiện đại
Anh/Chị gửi tiền do người
thân giới thiệu
Anh/Chị gửi tiền do có người
quen làm việc tại
Vietcombank
Anh/Chị gửi tiền do có người
quen gửi tiền tại
Vietcombank
Mạng lưới Vietcombank
rộng khắp vùng miền
Điểm giao dịch gần nhà hoặc
cơ quan làm việc, trường học
Vietcombank có ngân hàng
điện tử phát triển
Thời gian làm việc của ngân
hàng thuận lợi để giao dịch
Gửi tiền tiết kiệm tại ngân
hàng VCB là một phương án
tích trữ tài sản hữu ích
Tôi nghĩ rằng tiết kiệm tại
ngân hàng là phương án tiết
kiệm phù hợp nhất đối với tôi
Tôi nghĩ rằng những người

quan trọng đối với tơi khuyến
khích tơi gửi tiền tiết kiệm tại
ngân hàng
Tôi mong muốn gửi tiền tiết
kiệm tại ngân hàng

200

1

5

3.035

1.35014

200

1

5

3.11

1.33673

200

1

5

3.005

1.28578

200

1

5

2.995

1.26609

200

1

5

3.125

1.06539

200

1

5

3.06

1.06398

200

1

5

3.055

1.09452

200

1

5

3.05

1.16373

200

1

5

3.04

1.14672

200

1

5

3.08

1.18771

200

1

5

2.995

1.19672

200

1

5

2.92

1.36489

200

1

5

3.11

1.39917

200

1

5

3.02

1.38897

200

1

5

2.995

1.32429

(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)

4.2 Kết quả phân tích Cronbach’s alpha
Bảng 3: Kết quả phân tích Cronbach’s alpha

Nhân tố

Ký hiệu

Lãi suất tiền gửi (LA) LA1
LA2
LA3
Uy tín của ngân hàng UT1
(UT)
UT2
448

Hệ số tương quan biến tổng

Cronbach’s
Alpha

0.635
0.480

0.653
0.611
0.743

0.618
0.791
0.597
0.888
0.833

Hệ số
Cronbach’s
Alpha
0.757
0.873

© 2021 Trường Đại học Cơng 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

Hình thức chiêu thị
(CT)

Chất lượng dịch vụ
(CL)

Ảnh hưởng của người
thân quen (NT)

Sự thuận tiện (TT)

Quyết định gửi tiền
tiết kiệm (DG)

UT3
UT4
CT1
CT2
CT3
CT4
CL1
CL2
CL3
CL4
CL5
CL6
NT1
NT2
NT3
TT1
TT2
TT3
TT4
DG1
DG2
DG3
DG4

0.817

0.76
0.579
0.625
0.511
0.613
0.712
0.663
0.722
0.726
0.706
0.767
0.763
0.770
0.805
0.568
0.420
0.484
0.644
0.632
0.537
0.541
0.671

0.803
0.825
0.726
0.701
0.757
0.706
0.876

0.884
0.875
0.874
0.877
0.868
0.853
0.847
0.816
0.652
0.734
0.701
0.605
0.715
0.763
0.761
0.696

0.777

0.894

0.887

0.736

0.786

(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
mơ 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 mơ
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 mơ
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 mơ
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 mơ 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 mơ 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 Cơng 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 mơ 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
ent

Initial Eigenvalues
Total

Extraction Sums of Squared
Rotation Sums of Squared
Loadings
Loadings
% 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 Cơng 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 <0,05 do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét
trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích bằng 67,690% cho biết 6 nhân tố này giải thích được 67,690% biến
thiên của dữ liệu. Như vậy phương sai trích đạt yêu cầu lớn hơn 50% và các thành phần của thang đo đều
đạt yêu cầu. Kết quả sau khi phân tích EFA cho thấy 6 nhân tố có ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn ngân
hàng của khách hàng cá nhân khi gửi tiết kiệm.
Bảng 5. Ma trận nhân tố với phương pháp xoay varimax

1

Rotated Component Matrixa
Component
2
3
4

CL6
.828
CL3
.799
CL5
.795
CL1
.784
CL4
.770
CL2
.725
UT3
.885
UT4
.854
UT2
.852
UT1
.740
CT2
.780
CT4
.768

CT1
.748
CT3
.671
NT3
.880
NT2
.863
NT1
.861
TT4
TT1
TT2
TT3
LA1
LA3
LA2
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.

5

6

.846
.694
.605
.555
.822

.763
.693

(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)

Qua bảng 5 cho thấy các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 và khơng có trường hợp biến nào cùng lúc tải
lên 2 nhân tố với hệ số tải gần nhau. Nên các nhân tố đảm bảo được giá trị hội tụ và phân biệt khi phân tích
EFA. Ngồi ra khơng có sự xáo trộn giữa các nhân tố, nghĩa là câu hỏi của nhân tố này không bị lẫn lộn

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

451


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

Df

Bartlett's Test of Sphericity

6

Sig.
Component
Total
2.450
.650
.486
.414

1
2
3
4

.000

Total Variance Explained
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
% of Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative %
61.242
61.242

2.450
61.242
61.242
16.249
77.492
12.151
89.642
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
Pearson Correlation
DG

UT

CT

CL
NT

452

1

Sig. (2-tailed)
N

LA

LA

Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation

200
**

.500
.000

200
.557**
.000
200
.448**
.000
200
.498**
.000
200
.401**

UT

CT

CL

NT

TT

.500**

.557**

.448**

.498**

.401**

.561**

.000

.000

.000

.000

.000

.000

200

200

200

200

200

200

1

**

**

**

**

.375**
.000
200
.342**
.000
200
.420**
.000
200
.349**
.000
200
.352**

200
.214**
.002
200
.226**
.001
200
.457**

.000
200
.282**

.214
.002
200
1

200
.267**
.000
200
.198**
.005
200
.168*

.226
.001
200
.267**
.000
200
1
200
.174*
.014
200
.345**

.457
.000
200
.198**
.005
200
.174*
.014
200
1
200
.211**

.282
.000
200
.168*
.018
200
.345**
.000
200
.211**
.003
200
1

© 2021 Trường Đại học Cơng 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)
N
Pearson Correlation

.000
200
.561**

.000
200
.375**

.018
200
.342**

.000
200
.420**

.003
200
.349**

200
.352**

.000

.000

.000

.000

.000

.000

N
200
200
200
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).

200

200

200

TT

Sig. (2-tailed)

.000
200
1
200

(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 khơng 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 mơ 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 mơ 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

Model

Coefficientsa
Standardized
Coefficients

Unstandardized
Coefficients
B
(Constant)

Std. Error

LA

.206

.059

UT

.451

CT
CL

Beta

Collinearity
Statistics
Tolerance

VIF

.000

.181

3.469

.001

.719

1.392

.062

.347

7.245

.000

.855

1.170

.169

.056

.154

3.030

.003

.764

1.308

.229

.051

.228

4.453

.000

.751

1.332

NT
.139
TT
.226
a. Dependent Variable: DG

.054
.067

.126
.185

2.550
3.390

.012
.001

.807
.659

1.239
1.517

Model

.253

Sig.

-5.338

1

-1.353

t

R

R Square

Model Summaryb
Adjusted R Square

1
.788a
.621
a. Predictors: (Constant), TT, LA, UT, CL, CT, NT
b. Dependent Variable: DG

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

.609

Std. Error of the
Estimate
.66874

Durbin-Watson
1.796

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
Regression

df

Mean Square

141.224

6

23.537

Residual

86.313

193

.447

Total
a. Dependent Variable: DG

227.537

199

1

F
52.631

Sig.
.000b

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 ngồi mơ hình và sai số
ngẫu nhiên.
Sig.Anova=0,000 <0,05 như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng
được.
Sig kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05, do đó các biến độc lập này đều có ý
nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, không biến nào bị loại khỏi mơ hình.
Hệ số phóng đại (VIF) đều nhỏ hơn 2 đáp ứng u cầu phân tích hồi quy và khơng xảy ra hiện tượng đa
cộng tuyến giữa các nhân tố.
Hệ số Durbin- Watson= 1.796 nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên khơng có hiện tượng tương quan chuỗi
bậc nhất xảy ra.
Bên cạnh đó kiểm định F về phân tích phương sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ
hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ biến độc lập.
Nhìn vào bảng số liệu khi kiểm định ANOVA, ta thấy rằng trị thống kê F được tính tính từ giá trị R2 là
62.1% (khác 0) cho thấy mơ hình sử dụng là phù hợp với các biến đều đạt tiêu chuẩn chấp nhận.
Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến
Qua bảng 8 ta thấy giá trị Sig của 6 biến đều nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0,05 và hệ số B của các biến
(UT=0.451, CL=0.229, TT=0.226, LA=0.206, CT=0.169, NT=0.139) đều là dương nên ta chấp nhận giả
thuyết UT, CL, TT, LA, CT, NT có thể kết luận rằng các biến độc lập có quan hệ cùng chiều với biến phụ
thuộc.
Từ kết quả β, ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập được thể hiện trong phương trình

sau:
Quyết định (DG)= 0.347UT+0.228CL+0.185TT+0.181LA+0.154CT+0.126NT
Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa β, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các
biến độc lập tới biến phụ thuộc DG Là:
UT( 0.347)>CL(0.228)>TT(0.185)>LA(0.181)>CT(0.154)>NT(0.126).
Mơ 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 ln 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 ln được an tồn. 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 Cơng 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 cơng nghệ, thì việc tìm kiếm cho mình thơng
tin về một ngân hàng chất lượng để gửi tiền khơng cịn 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 cơng 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 khơng 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 Khơi Ngun (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 Hịa tỉnh Phú n, 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 Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

455