Xem xét đa cộng tuyến
Căn cứ vào mô hình nghiên cứu lý thuyết, ta có phương trình hồi quy đa biến diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử là:
YDSD = β0 + β1*NTHI + β2*NTDSD + β3*NT + β4*NTRR + β5*CCQ
Các biến độc lập (Xi): NTHI, NTDSD, NT, NTRR, CCQ
Biến phụ thuộc (YDSD): ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử. Βk là hệ số hồi quy riêng (k = 0…4).
Hệ số hồi quy riêng phần đó đến biến phụ thuộc càng cao, nếu cùng dấu thì mức độ tác động là thuận chiều và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy thể hiện ở bảng 7 và hình 2.1, 2.2, 2.3 dưới đây:
Trong mô hình hồi quy đa biến, chúng ta giả thuyết các biến giải thích của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Muốn kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến ta xem cét hệ số phóng đại phương sai (VIF) và giá trị dung sai (Tolerance). Hệ số phóng đại phương sai ở bảng 7 của các biến đều nhỏ hơn 10 và giá trị dung sai của các biến đều bé hơn 2 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến rất thấp.
Bảng 2.11. Bảng kết quả phân tích hồi quy
Biến Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig Hệ số đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
Hằng số 0,169 0,226 0,746 0,456 NTHI 0,553 0,074 0,520 7,495 0,000 0,411 2,430 NTDSD 0,160 0,064 0,155 2,482 0,014 0,508 1,968 NT 0,117 0,065 0,115 1,783 0,076 0,479 2,089 NTRR 0,049 0,041 0,057 1,202 0,231 0,871 1,149 CCQ 0,088 0,045, 0,104 1,946 0,053 0,690 1,450
Biến phụ thuộc: YDSD R2 hiệu chỉnh: 0,605
Mức độ ý nghĩa (Sig. của ANOVA): 0,000 Hệ số Durbin – Watson: 1,773
Qua bảng phân tích kết quả hồi quy (bảng 7) ở trên, ta thấy được:
Về mức độ phù hợp của mô hình (model summary): ta có hệ số R2 đã hiệu chỉnh bằng 0,605 có nghĩa là 60,5% sự biến thiên của YDSD (Ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử) được giải thích bởi sự biến thiên của 5 biến độc lập NTHI, NTDSD, NT, NTRR, CCQ.
Về mối quan hệ của biến phụ thuộc và biến độc lập: kiểm định F được sử dụng để xem xét biến phụ thuộc (Ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử) có mối liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập biến hay không. Kết quả kiểm định trị thống kê F từ bảng phân tích phương sai ANOVA với giá trị Sig. = 0,000 (< 0,05), điều này cho thấy mô hình hồi quy đa biến đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95%. Hay nói cách khác các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc.
Về kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: việc kiểm tra được thông qua nhân tố phóng đại phương sai (VIF), theo quy tắc VIF < 3 là dấu hiệu cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy tất cả các VIF có giá trị nhỏ hơn mức giới hạn (1,45; 1,149; 2,089; 1,968; 2,43) đều đạt yêu cầu. Vậy mô hình hồi quy đa biến không có
hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
Hình 2.1. Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa
Khi xem xét về giải định về phân phối chuẩn của phần dư, theo biểu đồ tần số phần dư (đồ thị 2.1) có thể thấy giá trị trung bình của phần dư chuẩn hóa là -5,18x10- 15 rất nhỏ, gần như bằng 0 và có độ lệch chuẩn lớn là 0,987 gần bằng 1. Như vậy, ta có thể khẳng định giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ngoài ra, thông qua biểu đồ tần số P – P (đồ thị 2.2) ta cũng thấy rằng các chấm phân bố tương đối sát với đường chéo. Hơn thế nữa, theo biểu đồ phân tán (đồ thị 2.3) ta có thể thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và không tạo ra được một hình dạng nào khác. Điều này chứng tỏ giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy tuyến tính là không bị vi phạm.
Hình 2.2. Biểu đồ tần số P-P
Nhận thức dễ sử dụng
Ý định sử dụng Nhận thức hữu ích
Như vậy, căn cứ vào các kết quả kiểm định trên có thể khẳng định rằng các giả định về hồi quy tuyến tính không bị vi phamnj và mô hình xây dựng phù hợp với tổng thể.
Bên cạnh đó, kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy 2 nhân tố phụ thuộc là NTHI (Nhận thức hữu ích), NTDSD (Nhận thức dễ sử dụng), có giá trị Sig lần lượt là 0,000; 0,014 đều <0,05 nên có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mô hình. Tuy nhiên, 3 nhân tố NTRR (Nhận thức rủi ro), NT (niềm tin), CCQ (chuẩn chủ quan) có giá trị 0,231, 0,076, 0,053 > 0,05 nên không có ý nghĩa thống kê trong mô hình.
Qua kết quả phân tích hồi quy, chúng ta có phương trình hồi quy đa biến của mô hình khi đã chuẩn hóa diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử như sau:
YDSD = 0,155*NTDSD + 0,520*NTHI
Trong đó:
NTDSD: Nhận thức dễ sử dụng NTHI: Nhận thức hữu ích
Tóm lại, mô hình sự tác động của các nhân tố đến ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử được thể hiện như sau: