3.5.1. Phân tích nhân t EFA đ i v i thang đo các y u t nh h ng
Ph ng pháp phân tích nhân t EFA đ c dùng đ ki m đ nh giá tr thang đo. Ph ng pháp phân tích nhân t là k thu t nh m thu nh và tóm t t d li u, tìm m i liên h gi a các bi n v i nhau. Theo Hair và ctg (1998) thì Factor loading (h s t i nhân t ) l n h n 0.3 đ c xem là đ t m c t i thi u, Factor loading l n h n 0.4 đ c xem là quan tr ng, Factor loading l n 0.5 đ c xem là có ý ngh a th c ti n. Do đó,
v i nghiên c u này các quan sát có Factor loading nh h n 0.5 s b lo i đ đ m b o ý ngh a th c ti n c a thang đo.
Ph ng pháp trích h s s d ng trong nghiên c u này là ph ng pháp
Principal component analysis, phép quay Varimax, các bi n có h s t i nhân s (Factor loading) nh h n 0.5 s b lo i, đi m d ng khi trích các y u t có eigenvalue l n h n 1, ch p nh n thang đo khi t ng ph ng sai trích l n h n ho c b ng 50% (Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c, 2005).
Mô hình đ c ki m đ nh thông qua vi c tính h s KMO and Bartlett's Test. Theo Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c (2005), giá tr KMO n m gi a 0.5
đ n 1 là đi u ki n đ đ phân tích nhân t , còn n u nh tr s này nh h n 0.5 thì
phân tích nhân t có kh n ng không thích h p v i các d li u.
Sau khi ki m tra đ tin c y c a thang đo, ta ti n hành phân tích khám phá nhân t EFA cho 30 bi n quan sát c a 7 thành ph n thang đo các y u t nh h ng
đ n ý đ nh s d ng NH T theo ph ng pháp trích y u t Principal Component Analysis và phép xoay Varimax.
Qua k t qu phân tích EFA, h s KMO and Bartlett's Test c a thang đo các
y u t nh h ng khá cao 0.892 và thõa mãn yêu c u 0.5 ≤ KMO ≤ 1, v i m c ý ngh a 0 (sig=0.000) cho th y phân tích nhân t EFA là thích h p. M c eigenvalue là 1.013 > 1, ta có 7 nhân t đ c rút ra t 30 bi n quan sát v i t ng ph ng sai trích đ c là 74.466% thõa mãn m c yêu c u là l n h n 50%. % ngh a là kh n ng s
B ng Rotated Component Matrix cho th y t t c các h s nhân t i (Factor
loading) đ u l n h n 0.5. Do đó không có bi n quan sát nào b lo i.
Nh v y, k t qu phân tích EFA cho th y các y u t nh h ng đ n ý đ nh s d ng NH T bao g m 7 nhân t đ c l p t 30 bi n quan sát, các nhân t đ c phân thành t ng nhóm thành ph n trong ma tr n xoay nhân t theo đúng v i mô hình lý thuy t.
B ng 3.4: K t qu phân tích nhân t EFA thang đo các y u t nh h ng
Ma tr n xoay nhân t 1 2 3 4 5 6 7 HTCN_5 .851 HTCN_3 .795 HTCN_2 .790 HTCN_1 .758 HTCN_4 .637 HCTN_6 .628 TISD_2 .811 TISD_3 .780 TISD_1 .754 TISD_4 .687 NTHB_2 .783 NTHB_1 .727 NTHB_5 .709 NTHB_3 .656 NTHB_4 .608 CSTT_2 .790 CSTT_3 .741 CSTT_4 .705 CSTT_1 .549 NVAT_2 .770
NVAT_4 .667 NVAT_5 .649 NVAT_3 .642 NVAT_1 .629 NNL_3 .910 NNL_2 .906 NNL_4 .716 LPVN_2 .751 LPVN_3 .696 LPVN_1 .597 Eigenvalues 12.057 2.953 1.859 1.688 1.499 1.270 1.013 Ph ng sai trích (%) 14.012 25.894 37.685 48.745 58.501 67.569 74.466 KMO 0.892
3.5.2. Phân tích nhân t EFA đ i v i thang đo ý đnh s d ng và quy t đnh s d ng d ch v NH T
Sau khi ki m tra đ tin c y c a thang đo, ti n hành phân tích khám phá nhân t EFA cho 3 bi n quan sát ý đnh s d ng NH T theo ph ng pháp trích y u t Principal Component Analysis và phép xoay Varimax cho th y KMO = 0.676 (> 0.5), sig=0.000 (<0.005) cho th y phân tích EFA là phù h p .
K t qu phân tích thang đo ý đ nh s d ng trích ra đ c 1 nhân t , v i t ng
ph ng sai trích 81.618 % (l n h n m c quy đnh 50%), t t c h s t i nhân t c a các bi n quan sát c a thang đo s hài lòng đ u l n 0.5.
Sau khi ki m tra đ tin c y c a thang đo, ti n hành phân tích khám phá nhân t EFA cho 3 bi n quan sát quy t đnh s d ng NH T theo ph ng pháp trích y u t Principal Component Analysis và phép xoay Varimax cho th y KMO = 0.667 (> 0.5), sig=0.000 (<0.005) cho th y phân tích EFA là phù h p.
K t qu phân tích thang đo ý đ nh s d ng trích ra đ c 1 nhân t , v i t ng
ph ng sai trích 72.494 % (l n h n m c quy đnh 50%), t t c h s t i nhân t c a các bi n quan sát c a thang đo s hài lòng đ u l n 0.5.
B ng 3.5: K t qu phân tích nhân t EFA thang đo ý đinh s d ng và quy t đ nh s d ng d ch v NH T Ý đnh s d ng và quy t đnh s d ng Bi n quan sát H s t i nhân t YDSD_1 .846 YDSD_2 .948 YDSD_3 .913 Eigenvalues 2.449 Ph ng sai trích (%) 81.618 KMO .676 3.5.3. Phân tích t ng quan
Xem xét các m i quan h t ng quan tuy n tính gi a bi n ph thu c và t ng bi n đ c l p, c ng nh các bi n đ c l p thông qua phân tích t ng quan Pearson. N u h s t ng quan gi a bi n ph thu c và bi n đ c l p l n ch ng t gi a chúng có m i quan h v i nhau, và phân tích h i quy là phù h p. Còn các bi n đ c l p n u c ng có h s t ng quan v i nhau l n thì có th x y ra hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình h i quy đang xét. K t qu phân tích t ng quan đ c th hi n qua b ng d i đây:
B ng 3.6: K t qu phân tích t ng quan Pearson
S t ng quan
LPVN HTCN NTHB NVAT NNL CSTT TISD YD_QDSD LPVN Pearson Correlation 1 .384 ** .556** .594** .347** .513** .540** .558** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241
HTCN Pearson Correlation .384 ** 1 .552** .479** .061 .517** .506** .520** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .346 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 NTHB Pearson Correlation .556 ** .552** 1 .579** .235** .645** .627** .580** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 NVAT Pearson Correlation .594 ** .479** .579** 1 .328** .562** .489** .551** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 NNL Pearson Correlation .347 ** .061 .235** .328** 1 .261** .325** .346** Sig. (2-tailed) .000 .346 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 CSTT Pearson Correlation .513 ** .517** .645** .562** .261** 1 .621** .560** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 TISD Pearson Correlation .540 ** .506** .627** .489** .325** .621** 1 .611** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 YD_QDSD Pearson Correlation .558 ** .520** .580** .551** .346** .560** .611** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241
T b ng k t qu phân tích t ng quan Pearson cho th y có s t ng quan
các bi n đ c l p và bi n ph thu c, m i t ng quan này là phù h p. Nh n th y có th đ a các bi n đ c l p vào mô hình đ gi i thích cho bi n ý đnh g i s d ng d ch v ngân hàng đi n t t i NHTM CP Xu t Nh p Kh u Vi t Nam.
3.6. Ki m đnh mô hình và gi thuy t
3.6.1.Ki m đnh m i quan h gi a các y u t nh h ng và ý đnh s d ng và quy t đ nh s d ng
Phân tích h i quy t ng quan b i s cho phép xác đnh m t mô hình t i u, qua đó bi u hi n m c đ quan h gi a các y u t nh h ng và ý đ nh s d ng ngân
hàng đi n t c a NHTMCP xu t nh p kh uVi t Nam c a khách hàng.
Sau khi xác đ nh đ c 7 nhân t tác đ ng đ n ý đ nh s d ng c a khách hàng khi s d ng d ch v NH T t i ngân hàng Eximbank, các nhân t đ c ti p t c đ a
vào mô hình h i quy b i đ phân tích xác đnh c th tr ng s c a t ng nhân t tác
đ ng đ n ý đnh s d ng NH T.
Do v y, mô hình bi u di n ph ng trình h i quy tuy n tính th hi n s tác
đ ng c a 7 thành ph n y u t tác đ ng đ n ý đnh s d ng NH T t i ngân hàng
Eximbank đ c bi u di n b ng công th c sau:
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5 + β6X6 + β7X7 +
Trong đó:
Y: Ý đnh và quy t đnh s d ng d ch v NH T - Bi n ph thu c Xn: Thành ph n th n tác đ ng đ n Y – Bi n đ c l p
βn: H s h i quy t ng ng v i bi n đ c l p th n (+)
: i l ng không gi i thích đ c b i mô hình (sai s )
Các bi n đ a vào phân tích h i qui đ c tính nhân s b ng cách tính trung bình c ng (Mean) c a các bi n quan sát thu c nhân t đó.
Phân tích h i quy đ c th c hi n b ng ph ng pháp h i quy t ng th (Các bi n cùng đ a vào m t lúc đ xem bi n nào đ c ch p nh n (ph ng pháp Enter))
♦K t qu phân tích h i qui b i
B ng 3.7: H s h i quy đa bi n c a mô hình
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .729a .531 .517 .61819 .531 37.709 7 233 .000 1.996
B ng 3.8: H s ANOVAb c a h i quy tuy n tính
Model Sum of Squares df
Mean Square F Sig. Regression 100.874 7 14.411 37.709 .000a Residual 89.042 233 .382 Total 189.916 240 B ng 3.9: H s h i quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) -.918 .322 -2.846 .005 LPVN .213 .084 .157 2.545 .000 .531 1.883 HTCN .232 .073 .187 3.198 .002 .591 1.693 NTHB .115 .076 .103 1.508 .033 .428 2.338 NVAT .149 .085 .112 1.768 .003 .499 2.003 NNL .184 .073 .126 2.518 .008 .802 1.247 CSTT .093 .072 .085 1.288 .012 .463 2.162 TISD .254 .076 .219 3.340 .001 .469 2.130
K t qu phân tích h i quy b i nh n th y có R2 là 0.531 và h s R2 đi u ch nh là 0.517. K t qu cho th y R2 đi u ch nh nh h n R2
, dùng R2 đi u ch nh đ đánh giá đ phù h p c a mô hình nghiên c u s an toàn h n vì nó không th i ph ng m c
đ phù h p c a mô hình. i u đó nói lên đ thích h p c a mô hình là 51.7 %, hay
51.7 % đ bi n thiên v Ý đnh s d ng d ch v NH T c a khách hàng đ c gi i thích chung b i các bi n đ c l p trong mô hình.
K t qu phân tích ph ng sai ANOVA cho th y tr th ng kê F đ c tính t giá tr R2 c a mô hình có giá tr sig r t nh (sig=0) cho th y mô hình h i quy tuy n tính b i phù h p v i t p d li u, hay các bi n đ c l p có quan h v i bi n ph thu c và mô hình có th s d ng đ c.
H s h i quy t ng ng v i các bi n đ c l p đ u có d u d ng (+) nên t n t i m i quan h đ ng bi n gi a các y u t nh h ng và ý đ nh s d ng NH T.
Durbin-Watson = 1.996 (<2) không có hi n t ng t t ng quan.
H s phóng đ i ph ng sai VIF nh h n 3 (<10), mà theo Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c (2005), h s VIF v t quá 10 đó là d u hi u c a đa c ng tuy n. Do đó, các bi n đ c l p này không có quan h ch t ch v i nhau nên không có hi n t ng đa c ng tuy n x y ra, nên m i quan h gi a các bi n đ c l p không
nh h ng đáng k đ n k t qu gi i thích c a mô hình h i quy.
Ph ng trình h i quy s cho phép kh ng đnh t n t i m i quan h đ ng bi n gi a các bi n s lu t pháp Vi t Nam (LPVN), h t ng công ngh (HTCN), nh n th c và hi u bi t (NTHB), ngu n v n và an toàn b o m t (NVAT), ngu n nhân l c (NNL) và ti n ích s d ng (TISD) v i ý đ nh và quy t đ nh s d ng ngân hàng đi n t (YDSD):
YD_QDSD = - 0,918 + 0.213 LPVN + 0,232 HTCN + 0,115 NTHB + 0,149 NVAT + 0,184 NNL + 0,093 CSTT + 0,254 TISD +
Ý ngh a c a các ký hi u trong ph ng trình h i quy trên nh sau: YD_QDSD là ý đnh s d ng và quy t đ nh s d ng d ch v NH T t i ngân hàng Eximbank (bi n ph thu c); LPVN, HTCN, NTHB, NVAT, NNL, CSTT, TISD là các nhân t nh h ng đ n ý đnh và quy t đnh s d ng d ch v NH T c a khách hàng t i ngân hàng Eximbank (các bi n đ c l p).
Nh v y, qua ph ng trình h i quy cho th y ý đ nh và quy t đnh s d ng d ch v NH T c a khách hàng t i ngân hàng Eximbank ch u tác đ ng c a các y u t là: lu t pháp Vi t Nam, h t ng công ngh , nh n th c hi u bi t, ngu n v n an toàn, ngu n nhân l c, chính sách ti p th , ti n ích s d ng.
Tóm l i, t k t qu phân tích trên, ta có th k t lu n r ng mô hình lý thuy t thích h p v i d li u nghiên c u và gi thuy t đ u đ c ch p nh n.
3.7. Th o lu n k t qu
Trong quá trình thu th p s li u, t i ph n ý ki n khác thì có đáp viên cho r ng y u t r i ro giao d ch là nguyên nhân khi n khách hàng cân nh c nên ch p nh n s d ng ngân hàng đi n t hay không. Ngày nay, khi mà t i ph m công ngh thông tin luôn t n t i kh p n i trên th gi i, n u thông tin b m t c p thì b t k ai c ng có th l m d ng thông tin này cho m c đích x u. Vi t Nam có kho ng 20 ngân hàng
đi n t ch a nh ng l h ng b o m t c c k nghiêm tr ng mà theo bkis (2010), Công ty an ninh m ng BKAV, thì nh ng l h ng này không có quy trình đánh giá đ c l p v an ninh m ng, c ng nh ch a đ u t đúng m c cho v n đ b o m t. Vì v y, đ gi m thi u r i ro trong các giao dch đi n t , ngân hàng Eximbank c n ph i quan tâm xây d ng h th ng b o m t thông tin th t nghiêm ng t.
Ngoài ra, trong quá trình kh o sát, có m t s ý ki n cho r ng các y u t pháp lu t thu c t m v mô nên đáp viên không bi t nhi u nên không có ý ki n ho c ý ki n mang tính chung chung. i u đó ch ng t y u t pháp lu t liên quan t i
NH T nói riêng và các giao d ch đi n t nói chung ch a có s quan tâm, ph bi n nhi u cho m i ng i dân bi t Vi t Nam t Chính ph và các c quan liên quan.
Bên c nh đó, trong quá trình đi u tra, c ng có ý ki n cho r ng h th ng máy ATM c a Eximbank l p đ t ch a đ ng b các qu n huy n trong thành ph , ch t
l ng máy ATM ch a t t nên d h h ng và đ c bi t là ch a đáp ng đ c l ng
K t qu phân tích h i quy c a nghiên c u này là khá phù h p v i k t qu nghiên c u c a Lê Th Gi i và Lê V n Huy (2006). C th , các thành ph n bao g m lu t pháp, h t ng công ngh , nh n th c hi u bi t, ngu n v n đ u t và an toàn b o m t, ngu n nhân l c, chính sách ti p th và ti n ích s d ng tác đ ng cùng chi u đ n thành ph n ý đnh s d ng và quy t đnh s d ng NH T.