6. Kết cấu của đề tài: Gồm 3 phần
2.2.4.2. Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 2.10: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Mô hình R R2 R2hiệu chỉnh Sai số hiệu chỉnh Durbin-Watson
1 .702a .675 .658 .862 1.780
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu điều tra của tác giả
Bảng 2.11: Phân tích phương sai ANOVA trong phân tích hồi quy
Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do (df) Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 118.426 5 23.685 31.867 .000b Phần dư 121.893 164 .743 Tổng 240.320 169
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu điều tra của tác giả
- Kiể m định sự phù hợ p củ a mô hình:
Kết quả hồi quy tuyến tính (Bảng 2.9) có hệ số xác định R2là 0,675 và hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 0,658. Như vậy độ phù hợp của mô hình là 67.5% hay nói cách khác là 65.8% độ biến thiên của biến Ý định sử dụng IB của khách hàng (YD) được giải thích bởi các biến trong mô hình nên mức độ phù hợp của mô hình là tương đối tốt. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thể thực hay không ta phải kiểm định độ phù hợp của mô hình.
Trong bảng phân tích phương sai ANOVA (Bảng 2.10), trị số thống kê F được tính từ giá trị R2 có giá trị sig. rất nhỏ (sig. = 0,000) cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi qui tuyến tính với tập dữ liệu phân tích.
-Giả định về phân phố i chuẩ n củ a phầ n dư :
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do như: sử dụng mô hình không đúng, phương sai không phải là hằng số, số lượng phần dư không đủ nhiều để phân tích (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Trong phần này sử dụng biểu đồ Histogram và P-P để xem xét.
Hình 2.6: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu điều tra của tác giả
Kiểm tra tính phân phối chuẩn của phần dư: kết quả của biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa có Trung bình Mean = -2.06E-15 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn
Std.Dev = 0.985 gần bằng 1 cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
- Giả định không có hiệ n tư ợ ng đa cộ ng tuyế n:
Bảng 2.12: Phân tích hệ số hồi quy
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 Hằng số 1.551 .852 2.513 .000 HI .385 .123 .178 3.128 .002 .960 1.041 LD .656 .098 .372 6.674 .000 .995 1.005 AH .479 .073 .369 6.538 .000 .968 1.033 CP .575 .078 .410 7.343 .000 .991 1.009
Nguồn: Kết quảxửlý dữliệu điều tra của tác giả
Giả định giữa các biến độc lập của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy tuyến tính. Hiện tượng này có thể phát hiện thông qua hệ số phóng đại VIF. Nếu VIF > 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Qua Bảng 2.11, các giá trị VIF đều nhỏ hơn 2 là chấp nhận được. Như vậy, mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Ý nghĩa các hệ số hồ i quy riêng phầ n trong mô hình:
Hệ số hồi quy trong mô hình dùng để kiểm định vai trò quan trọng của các biến độc lập tác động thế nào đến biến phụ thuộc. Cụ thể hơn, các hệ số trong mô
hình cho biết mức độ ảnh hưởng của các biến.
Phương trình thể hiện mối liên hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng IB của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Sacombank – chi nhánh Huế như sau:
YD = 1.551 + 0,575 * CP + 0,656 * LD + 0.479 * AH + 0.385 * HI
Thông qua hệ số beta chuẩn hóa trong Bảng 2.11 ta có nhận xét sau:
Chi phí sử dụng là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến ý định sử dụng IB của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Sacombank – chi nhánh Huế. Khi khách hàng nhận thấy chi phí càng thấp thì ý định sử dụng IB càng cao. Từ kết quả hồi quy ta
có hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0,41; sig. = 0,000 < 5%, nghĩa là khi tăng chi phí sử dụng lên 1 đơn vị thì ý định sử dụng IB sẽ tăng thêm 0.41 đơn vị.
Tính linh động là yếu tố có ảnh hưởng thứ hai đến ý định sử dụng IB của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Sacombank – chi nhánh Huế. Ý định sử dụng IB càng nhiều khi khách hàng nhận thức tính linh động càng cao. Từ kết quả hồi quy ta có hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0,372; sig. = 0,000 < 5%, nghĩa là khi tăng tính linh động lên 1 đơn vị thì ý định sử dụng IB sẽ tăng thêm 0,372 đơn vị.
Ảnh hưởng xã hội là yếu tố có ảnh hưởng đến ý định sử dụng IB của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Sacombank – chi nhánh Huế. Khi khách hàng được những người xung quanh khuyên và giới thiệu sử dụng dịch vụ IB càng nhiều thì khách hàng ý định sử dụng IB càng cao. Từ kết quả hồi quy ta có hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0,369; sig. = 0,000 < 5%, nghĩa là khi tăng ảnh hưởng xã hội lên 1 đơn vị thì ý định sử dụng IB sẽ tăng thêm 0,369 đơn vị.
Nhận thức sự hữu ích là yếu tố có ảnh hưởng đến ý định sử dụng IB của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Sacombank – chi nhánh Huế. Khi khách hàng nhận thức được sự hữu ích của dịch vụ IB càng cao thì khách hàng ý định sử dụng IB càng nhiều. Từ kết quả hồi quy ta có hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0,178; sig. = 0,000 < 5%, nghĩa là khi tăng nhận thức sự hữu ích lên 1 đơn vị thì ý định sử dụng IB sẽ tăng thêm 0,178 đơn vị.
- Kiể m định giả thuyế t:
Có 7 giả thuyết được đề nghị, tiến hành kiểm định các giả thuyết cho kết quả sau:
Bảng 2.13: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết
Phát biểu Trị thống kê Kết quả
H1 Ý định sử dụng vụ IB càng cao khi nhận thức
sự hữu ích của khách hàng đối với dịch vụ càng cao và ngược lại.
0,000 < 5% Chấp nhận H2 Ý định sử dụng IB càng tăng khi ảnh hưởng
của xã hội tới khách hàng sử dụng IB càng tích cực và ngược lại.
0,000 < 5% Chấp nhận H3 Nhận thức tính dễ sử dụng của khách hàng về dịch
vụ IB càng cao thì càng tăng ý định sử dụng dịch vụ của họ và ngược lại.
0,37 > 5% Bác bỏ
H4 Ý định sử dụng dịch vụ IB của khách hàng càng cao nếu chi phí sử dụng cho việc sử dụng dịch vụ IB càng hợp lý và ngược lại.
0,000 < 5% Chấp nhận H5 Ý định sử dụng dịch vụ IB của khách hàng
càng tăng nếu tính linh động của dịch vụ IB càng cao và ngược lại.
0,000 < 5% Chấp nhận H6 Ý định sử dụng dịch vụ IB của khách hàng
càng tăng nếu tính linh động của dịch vụ IB càng cao và ngược lại.
0,75 > 5% Bác bỏ
H7 Ý định sử dụng dịch IB của khách hàng càng
tăng nếu sự quan tâm của ngân hàng đối với khách hàng sử dụng IB càng cao và ngược lại.
0,916 > 5% Bác bỏ