Tiến hành phân tích hồi quy cho các biến độc lập, biến điều tiết Thói quen và biến kiểm soát Tuổi và Giới tính của mô hình. Theo Cronbach (1987), để tránh hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi phân tích hồi quy có biến điều tiết ta phải tính chuẩn trung bình của biến điều tiết và biến độc lập. Sau đó tiến hành phân tích hồi quy thứ
bình của từng biến độc lập và biến điều tiết, bước 3: đưa biến kiểm soát Tuổi và Giới tính vào mô hình. Ta biện luận kết quả phân tích hồi quy.
4.3.1 Phân tích hồi quy mối quan hệ giữa các biến độc lập là DK, TM, GTRI và biến phụ thuộc là YD ta có kết quả như sau:
Kết quả phân tích hồi quy ba biến độc lập Điều kiện thuận lợi, Động cơ thỏa mãn và Giá trị của giá cả lên biến phụ thuộc Ý định tiếp tục sử dụng cho thấy hệ số
xác định R2 = 0.063 và R2 điều chỉnh = 0.051. Chúng ta thấy R2 điều chỉnh < R2 vì biến Động cơ thỏa mãn không giải thích thêm cho biến Ý định tiếp tục sử dụng. Kiểm định F (Bảng Anova) cho thấy mức ý nghĩa sig = 0.002. Như vậy mô hình hồi quy phù hợp. Hay nói cách khác, các biến độc lập giải thích được khoảng 5.1% phương sai của biến phụ thuộc.
Trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến DK là 0.174 mang dấu dương, giá trị sig = 0.010 < 0.05 có ý nghĩa thống kê, VIF < 2 đạt yêu cầu, nên ta có thể khẳng định
Điều kiện thuận lợi có tác động cùng chiều lên Ý định tiếp tục sử dụng. Vậy ta kết luận Điều kiện thuận lợi tác động có ý nghĩa lên Ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ
ngân hàng trực tuyến của khách hàng. Chấp nhận giả thuyết H1.
Trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến TM là – 0.021 mang dấu âm, trái ngược với mô hình giả thuyết đề ra, giá trị sig = 0.751 > 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, nếu nhìn vào các hệ số tương quan, chúng ta thấy hệ số tương quan Pearson r = 0.037, như vậy biến TM và YD có quan hệ cùng chiều với nhau. Nhìn vào hệ số tương quan từng phần có giá trị là -0.021 và tương quan bán phần là - 0.02. Điều này có nghĩa là 2 biến còn lại là DK và GTRI đã giải thích cho phần mà TM giải thích cho YD. VIF < 2, một cách tổng quát là đạt yêu cầu. Vì vậy ta không thể kết luận động cơ thỏa mãn không có tác động vào ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến, mà động cơ thỏa mãn đã được thể hiện trong Điều kiện thuận lợi và Giá trị của giá cả. Bác bỏ giả thuyết H2.
Trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến GTRI là 0.0142 mang dấu dương, giá trị
sig = 0.037 < 0.05 có ý nghĩa thống kê, giá trị VIF trong phân tích hồi quy < 2, không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Nên ta có thể khẳng định Giá trị của giá cả
có tác động cùng chiều lên Ý định tiếp tục sử dụng. Vậy ta kết luận Giá trị của giá cả tác động có ý nghĩa lên Ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Chấp nhận giả thuyết H3.
Chúng ta thấy biến DK và biến GTRI có tác động cùng chiều vào YD vì trọng số hồi quy chuẩn hóa của hai biến này có ý nghĩa thống kê. Ta thấy trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến DK là 0.174, trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến GTRI là 0.142, vậy biến DK tác động vào YD mạnh hơn biến GTRI tác động vào YD.
Bảng 4.3: Bảng tóm tắt mô hình. Tổng hợp mô hình Mô hình R R Bình Phương R Bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Số liệu thay đồi Thay đổi R Bình phương Thay đổi F df1 df2 Thay đổi Sig. F 1 .251a .063 .051 .58841 .063 5.167 3 230 .002 2 .340b .115 .092 .57553 .052 4.470 3 227 .005 3 .345c .119 .088 .57690 .004 .463 2 225 .630 a. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK
b. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK, chuanGTRTQ, chuanTMTQ, chuanDKTQ
c. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK, chuanGTRTQ, chuanTMTQ, chuanDKTQ, Gtinh, Tuoi
Bảng 4.4: Bảng anova ANOVAd Mô hình Tổng bình phương df Bình phương ý nghĩa F Sig. 1 Hồi quy 5.367 3 1.789 5.167 .002a Residual 79.633 230 .346 Tổng 85.000 233 2 Hồi quy 9.808 6 1.635 4.935 .000b Residual 75.191 227 .331 Tổng 85.000 233 3 Hồi quy 10.116 8 1.265 3.799 .000c Residual 74.883 225 .333 Tổng 85.000 233
a. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK.
b. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK, chuanGTRTQ, chuanTMTQ, chuanDKTQ. c. Nhân tố dự báo: (Hằng số), GTRI, TM, DK, chuanGTRTQ, chuanTMTQ, chuanDKTQ, Gtinh, Tuoi. d.Biến phụ thuộc: YD Bảng 4.5: Bảng trọng số hồi quy Coefficientsa Mô hình Hệ số hồi quy chuẩn chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn
chuẩn hóa t Sig.
Tương quan Đa cộng tuyến
B Std.
Error Beta
Zero-
order Partial Part Tolerance VIF 1 (Hằng số) 3.344 .395 8.459 .000 DK .183 .070 .174 2.591 .010 .213 .168 .165 .902 1.109 TM -.022 .069 -.021 -.318 .751 .037 -.021 -.020 .946 1.057 GTRI .088 .042 .142 2.092 .037 .189 .137 .134 .886 1.128 2 (Hằng số) 3.283 .467 7.033 .000 DK .206 .079 .196 2.593 .010 .213 .170 .162 .680 1.472 TM .004 .072 .004 .057 .955 .037 .004 .004 .832 1.202 GTRI .055 .042 .089 1.304 .194 .189 .086 .081 .837 1.195 chuanDKTQ .056 .056 .082 1.006 .315 -.096 .067 .063 .581 1.721 chuanTMTQ .093 .052 .136 1.797 .074 -.002 .118 .112 .685 1.460 chuanGTRTQ -.131 .037 -.263 -3.535 .000 -.247 -.228 -.221 .707 1.415 3 (Hằng số) 3.290 .475 6.934 .000 DK .190 .082 .181 2.334 .020 .213 .154 .146 .647 1.545 TM .005 .073 .005 .073 .942 .037 .005 .005 .826 1.211 GTRI .052 .043 .084 1.223 .223 .189 .081 .077 .832 1.202 chuanDKTQ .053 .056 .078 .944 .346 -.096 .063 .059 .578 1.731 chuanTMTQ .095 .052 .139 1.826 .069 -.002 .121 .114 .679 1.473 chuanGTRTQ -.133 .037 -.265 -3.544 .000 -.247 -.230 -.222 .700 1.428 Tuoi .076 .088 .057 .866 .387 .103 .058 .054 .918 1.089 Gtinh .025 .078 .020 .322 .748 .040 .021 .020 .966 1.035 a. Biến phụ thuộc: YD
(Nguồn: kết quả chạy SPSS của tác giả) Bảng 4.6: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định như sau: STT Giả thuyết Nội dung Kết luận 1 H1 Điều kiện thuận lợi ảnh hưởng đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Chấp nhận 2 H2 Động cơ thỏa mãn ảnh hưởng đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Bác bỏ 3 H3 Giá trị của giá cảảnh hưởng đến ý định tiếp tục sử
dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Chấp nhận
4.3.2 Phân tích hồi quy sự tác động của biến điều tiết TQ vào mối quan hệ của biến độc lập là DK, TM, GTRI lên biến phụ thuộc là YD ta có kết quả như sau:
Theo bảng 4.3, giá trị thay đổi R2 là mức thay đổi của Ý định tiếp tục sử
dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến khi biến điều tiết thói quen được đưa thêm vào mô hình. Giá trị thay đổi R2 lúc này = 0.115 – 0.063 = 0.052, sig = 0.005 < 0.05, có ý nghĩa thống kê. Hay nói cách khác, khi thêm biến điều tiết thói quen và mô hình, các biến độc lập giải thích tăng thêm 5.2% phương sai của biến phụ thuộc.
Thêm nữa trong kết quả kiểm định ANOVA ở bảng 4.4 ta thấy giá trị F của các biến độc lập là F = 5.167, sig = 0.002. Tuy nhiên khi ta thêm biến điều tiết Thói quen và kiểm định cùng biến độc lập, giá trị F lúc này là F = 4.935 và sig = 0.000. Ta khẳng định Thói quen điều tiết sự ảnh hưởng của các cặp biến độc lập đến Ý
định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
Nhìn vào bảng trọng số hồi quy (bảng 4.5) để phân tích sâu hơn về sự tác
động của biến điều tiết TQ lên mối quan hệ của từng cặp biến độc lập (ĐK, GTR) và biến phục thuộc YD ta thấy như sau:
- Tác động điều tiết của biến TQ lên mối quan hệ của biến ĐK và YD: ta thấy Trọng số hồi quy chuẩn hóa khi thêm biến TQ vào mô hình là 0.082 mang dấu dương, sig = 0.315 không có ý nghĩa thống kê. Vì vậy ta kết luận Thói quen không có tác động lên mối quan hệ của biến Điều kiện và Ý định tiếp tục sử dụng.
- Tác động điều tiết của biến TQ lên mối quan hệ của biến GTR và YD: ta thấy trọng số hồi quy chuẩn hóa khi thêm biến TQ vào mô hình là -0.263 mang dấu âm, sig = 0.000, có ý nghĩa thống kê. Khi TQ tăng thì mối quan hệ của GTR tác
động lên YD giảm và ngược lại. Vì vậy ta kết luận Thói quen tác động ngược chiều lên mối quan hệ của biến Giá trị và Ý định tiếp tục sử dụng.
4.3.3 Phân tích hồi qui sự tác động của biến kiểm soát Tuổi và Giới tính
Theo bảng 4.3, giá trị thay đổi R2 là mức thay đổi của Ý định tiếp tục sử
dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến khi biến kiểm soát Tuổi và Giới tính được đưa thêm vào mô hình. Giá trị thay đổi R2 lúc này = 0.119 – 0.115 = 0.004, sig = 0.630 > 0.05, không có ý nghĩa thống kê. Ta kết luận biến kiểm soát Tuổi tác và Giới tính không tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến của khách hàng.
Nhìn vào bảng trọng số hồi quy ta thấy Trọng số hồi quy chuẩn hóa của biến Tuổi là 0.057, sig = 0.387 và biến Giới tính có Trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.020, sig = 0.748. Ta thấy các hệ số sig này không có ý nghĩa thống kê, ta kết luận tuổi và giới tính không ảnh hưởng lên ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
4.4 Tóm tắt
Chương 4 đã trình bày kết quả kiểm định thang đo, mô hình nghiên cứu, phân tích các nhân tốĐiều kiện thuận lợi, Động cơ thỏa mãn, Giá trị giá cả, biến điều tiết Thói quen, biến kiểm soát tuổi và giới tính tác động đến Ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Các thang đo này đều đạt độ tin cậy thông qua kiểm
định cronbach’s alpha. Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thấy số lượng nhân tố
trích và các biến phù hợp như giả thuyết đã nêu: Điều kiện thuận lợi được đo lường bằng ba biến, Động cơ thỏa mãn được đo lường bằng ba biến quan sát, Giá trị giá cả được đo lường bằng ba biến quan sát, Thói quen được đo lường bằng ba biến quan sát, Ý định tiếp tục sử dụng cũng được đo lường bằng ba biến quan sát.
Kết quả phân tích hồi ba biến độc lập có hệ số R2 nhỏ hơn R2 điều chỉnh, giá trị
sig có ý nghĩa thống kê. Như vậy mô hình hồi quy phù hợp.Trong ba biến độc lập ta thấy chỉ có hai biến Điều kiện thuân lợi và Giá trị của giá cả tác động đến Ý định
tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Trong đó Điều kiện thuận lợi tác
động lên Ý định mạnh hơn Giá trị của giá cả.
Kết quả phân tích hồi quy khi biến điều tiết thói quen được đưa vô mô hình có giá trị thay đổi R2 giảm, giá trị sig có ý nghĩa thống kê. Ta kết luận biến điều tiết Thói quen điều tiết sự tác động của các biến độc lập lên biến Ý định tiếp tục sử
dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Khi phân tích sâu hơn sự tác động của Thói quen lên từng cặp tác động của biến độc lập và biến phụ thuộc Ý định, ta thấy: Thói quen không tác động lên mối quan hệ của biến Điều kiện và Ý định, và tác động ngược chiều lên mối quan hệ của biến độc lập Giá trị của giá cả và biến phụ thuộc Ý định.
Kết quả kiểm định tác động của biến kiểm soát là Giới tính và Tuổi tác lên ý
định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến ta thấy độ giá trị thay đổi R2 là 0.004, sig = 0.630 >0.05, Ta kết luận biến kiểm soát Tuổi tác và Giới tính không tác
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ Ý NGHĨA
Giới thiệu
Trong chương 4 đã trình bày các kết quả kiểm định thang đo và mô hình nghiên cứu. Chương này sẽ tóm tắt kết quả nghiên cứu, những hạn chế của nghiên cứu và mở hướng cho các nghiên cứu tiếp theo. Bên cạnh đó, tác giả cũng đề xuất một số các giải pháp nhằm hỗ trợ ngân hàng phát triển dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
5.1 Kết luận và ý nghĩa
Dựa trên mô hình UTAUT2 của Venkatesh và cộng sự (2012), tác giả đã tiến hành nghiên cứu các nhân tố tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến tại thị trường Việt Nam, trong đó tác giảđã bổ sung thêm biến điều tiết Thói quen và hai biến kiểm soát Tuổi và Giới tính nhằm phân tích rõ hơn tác
động của các biến độc lập Điều kiện thuận lợi, Động cơ thỏa mãn và Giá trị của giá cả lên Ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
Thông qua kết quả kiểm định Cronbach’S Alpha và phân tích nhân tố EFA cho thấy các thành phần của thang đo Ý định tiếp tục sử dụng đảm bảo được độ tin cậy và giá trị của thang đo, có thể sử dụng ở thị trường Việt Nam. Các biến quan sát thống nhất gần như hoàn toàn với thang đo của Venkatesh và cộng sự (2012).
Bên cạnh đó, kết quả phân tích hồi quy cho thấy trong nghiên cứu này Điều kiện thuận lợi là nhân tố có tác động mạnh nhất lên Ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ
ngân hàng trực tuyến của khách hàng với trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.174 và sig = 0.010. Kết quả này khẳng định vai trò của yếu tốđiều kiện bao gồm kiến thức để
sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến, thiết bị công nghệđể sử dụng dịch vụ và sự
hỗ trợ từ người thân, bạn bè, nhân viên ngân hàng để thúc đẩy người dùng tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Thông tin truyền tải đến khách hàng nên bao gồm các thông điệp như “tiết kiệm thời gian”, “thuận tiện ở bất cứ nơi đâu”, “chi phí thấp”. Thêm nữa các nhà quản lý ngân hàng cần thiết kế website một cách hiệu quả vì đây là một kênh truyền tải thông tin hữu hiệu đến khách hàng.
5.2 Đề xuất giải pháp phát triển dịch vụ ngân hàng trực tuyến
Nhóm giải pháp liên quan đến việc tạo điều kiện thuận lợi cho khách hàng tiếp cận dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Các nhà quản lý ngân hàng cần thực hiện các biện pháp để thúc đẩy khách hàng tiếp tục sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến: - Xây dựng nhận thức của khách hàng về dịch vụ ngân hàng trực tuyến, nhấn mạnh đến lợi ích của việc sử dụng dịch vụ như tiết kiệm thời gian, thuận tiện sử
dụng, thông tin luôn sẵn có bao gồm các thông tin thuộc về tài chính và phi tài chính. Đây là một thách thức lớn cho các ngân hàng trong việc thay đổi tư duy và thói quen giao dịch ngân hàng của khách hàng vì hiện này nhiều người vẫn có thói quen đến các điểm giao dịch ngân hàng, trao đổi thông tin trực tiếp với tư vấn viên. - Thu hút khách hàng bằng website có thiết kế thân thiện, đầy đủ thông tin, sử
dụng cả ngôn ngữ tiếng Việt và tiếng Anh. Website được thiết kế sao cho khách hàng dễ dàng truy cập và thực hiện các giao dịch. Một thực tế hiện nay là các ngân hàng ở nước ta tuy có xây dựng được website tuy nhiên thông tin trên website còn khá đơn điệu, chưa có nhiều thông tin cho khách hàng tham khảo. Chính vì vậy trong thời gian tới các ngân hàng cần xây dựng đội ngũ biên tập nội dung website