Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với 4 biến độc lập bao gồm: Rủi ro sản phẩm, Rủi ro thông tin cá nhân, Rủi ro tài chính, Rủi ro thanh toán và biến phụ thuộc là ý định hành vi. Kết quả thống kê mô tả của các biến đƣa vào phân tích hồi quy:
Bảng 4.10: Thống kê mô tả các biến phân tích hồi quy
Trung bình Độ lệch chuẩn Kích thƣớc mẫu Ý định hành vi 2.6602 .96843 205 Rủi ro sản phẩm 3.6956 .82642 205
Rủi ro thông tin cá nhân 3.2720 .99484 205
Rủi ro tài chính 3.3902 1.06668 205
Rủi ro thanh toán 3.4280 .86284 205
Giá trị của các biến độc lập đƣợc tính trung bình dựa trên các biến quan sát thành phần của các biến độc lập đó. Giá trị của biến phụ thuộc là giá trị trung bình của các biến quan sát về xu hƣớng tiêu dùng của khách hàng. Phân tích đƣợc thực
hiện bằng phƣơng pháp Enter. Các biến đƣợc đƣa vào cùng một lúc để xem biến nào đƣợc chấp nhận. Kết quả phân tích hồi quy nhƣ sau:
Kết quả cho thấy mô hình hồi quy đƣa ra tƣơng đối phù hợp với mức ý nghĩa
0.05. Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.435 có nghĩa là có khoảng 43.5% phƣơng sai ý định
hành vi mua sắm điện tử trực tuyến đƣợc giải thích bởi 4 biến độc lập là: Rủi ro sản phẩm, Rủi ro thông tin cá nhân, Rủi ro tài chính, Rủi ro thanh toán. Còn lại 56.5% ý định hành vi mua sắm trực tuyến đƣợc giải thích bằng các yếu tố khác.
Bảng 4.11: Bảng đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô
hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn dự đoán
1 .668a .446 .435 .72802
Biến dự đoán: (Hằng số), Rủi ro sản phẩm, Rủi ro thông tin cá nhân, Rủi ro tài chính, Rủi ro thanh toán
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phƣơng sai là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Ý tƣởng của kiểm định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trong bảng phân tích ANOVA, ta thấy giá trị sig. rất nhỏ (sig. = 0.000), nên mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
Bảng 4.12: Phân tích phƣơng sai (hồi quy)
Mô hình Tổng các bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. 1 Phần hồi quy 85.323 4 21.331 40.246 .000b Phần dƣ 106.002 200 .530 Tổng cộng 191.325 204 Biến phụ thuộc: Ý định hành vi
Biến dự đoán: (Hằng số), Rủi ro sản phẩm, Rủi ro thông tin cá nhân, Rủi ro tài chính, Rủi ro thanh toán
Bảng 4.13: Hệ số hồi quy sử dụng phƣơng pháp Enter
Mô hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
Hằng số 5.445 .256 21.271 .000
Rủi ro sản phẩm -.043 .083 -.037 -.517 .605 .555 1.803
Rủi ro thông tin cá nhân
-.265 .071 -.272 -3.711 .000 .516 1.939
Rủi ro thanh toán -.192 .067 -.212 -2.858 .005 .505 1.979
Rủi ro tài chính -.324 .072 -.288 -4.465 .000 .664 1.505
Trong kết quả trên, nếu sig. < 0.05 tƣơng đƣơng với độ tin cậy 95% và |t| > 2 thì nhân tố đó đƣợc chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến ý định sử dụng MHTT. Kết quả hồi quy cho thấy có 3 nhân tố thỏa mãn điều kiện là: Rủi ro thông tin cá nhân, Rủi ro thanh toán, Rủi ro tài chính.
Hình 4.1: Kết quả phân tích hồi quy
Rủi ro thông tin cá nhân
Rủi ro thanh toán
Rủi ro tài chính Ý định hành vi MHĐTTT β = - 0.272 Sig.= 0.000 β = - 0.212 Sig.= 0.05 β = - 0.288 Sig.= 0.000
Hệ số hồi quy thể hiện dƣới hai dạng: (1) chƣa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mô hình đƣợc. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng đƣợc dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Vì thế, phƣơng trình hồi quy tuyến tính đƣợc thể hiện nhƣ sau:
Ý định hành vi sử dụng mua sắm trực tuyến = – 0.288 * Rủi ro tài chính – 0.272 * Rủi ro thông tin cá nhân – 0.212 * Rủi ro thanh toán
Kết luận: Trong các yếu tố nhận thức rủi ro thì ý định sử dụng mua sắm trực tuyến chịu tác động lớn nhất bởi nhận thức rủi ro về mặt tài chính (β = - 0.288). Họ sẽ không có xu hƣớng sử dụng mua sắm trực tuyến vì họ sợ rủi ro mất tiền nhƣng không mua đƣợc hàng nhƣ ý muốn, họ sợ mua phải sản phấm với giá cao. Kế đến, rủi ro bị mất các thông tin cá nhân nhƣ số tài khoản ngân hàng, mật khẩu cũng tác động làm giảm ý định sử dụng mua hàng trực tuyến (β = - 0.272). Cuối cùng, nhận thức về rủi ro trong việc thanh toán, sợ bị trừ tiền trong khi hàng chƣa nhận, sợ gặp phải nhà cung cấp ảo lừa đảo cũng tác động đến ý định hành vi. Yếu tố rủi ro sản phẩm không có ý nghĩa trong mô hình hồi quy này nên không tác động đến ý định hành vi sử dụng. Điều này không có nghĩa là yếu tố này không quan trọng, không có nghĩa là ngƣời tiêu dùng không sợ rủi ro về việc có thể mua phải một sản phẩm kém chất lƣợng. Điều này có thể lý giải là vấn đề chất lƣợng sản phẩm là yếu tố tất yếu, yếu tố cần có trƣớc khi ngƣời tiêu dùng có ý định MHTT. Các kết quả phân tích trên đây sẽ là cơ sở để tác giả đƣa ra những hàm ý kiến nghị cho các nhà quản trị trong lĩnh vực MHTT. Nội dung này sẽ đƣợc trình bày trong chƣơng cuối cùng của nghiên cứu này.