- Thang đo câc yếu tố dự định hănh vi chấp nhận sử dụng: Thang đo thănh phần dự định chấp nhận sử dụng dịch vụ cĩ hệ số Cronbach Alpha đạt giâ trị 0,722 Giâ
2.2.8.Phđn tích tương quan vă hồi quy tuyến tính bộ
Phđn tích tương quan vă hồi quy tuyến tính bội được sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa câc biến độc lập (nỗ lực mong đợi, hiệu quả mong đợi, điều kiện thuận lợi, lo lắng, thâi độ, ảnh hưởng xê hội) vă biến phụ thuộc (dự định hănh vi chấp nhận sử dụng) trong mơ hình nghiín cứu.
2.2.8.1. Phđn tích tương quan: mối quan hệ giữa câc biến
Nỗ lực mong đợi Hiệu quả mong đợi Điều kiện
thuận lợi Lo lắng Thâi độ
Ảnh hưởng xê hội Dự định chấp nhận sử dụng Pearson Correlation 0,474 ** 0,443** 0,223* - 0,610** 0,415** 0,060 Sig. 0,000 0,000 0,029 0,000 0,000 0,562
(Nguồn: Số liệu điều tra vă xử lý của tâc giả)
* Ghi chú:
- Pearson Correlation: Hệ số tương quan Pearson. (* ) : Kiểm định giả thuyết ở mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05. (**): Kiểm định giả thuyết ở mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,01.
Ma trận tương quan ở bảng 9 đê trình băy câc hệ số tương quan Pearson (r) giữa câc biến nghiín cứu. Hệ số được xem xĩt cĩ ý nghĩa nếu giâ trị sig nhỏ hơn hoặc bằng 0,05. Kết quả phđn tích chỉ ra rằng cĩ mối tương quan giữa câc biến độc lập – Câc yếu tố ảnh hưởng đến dự định hănh vi chấp nhận sử dụng vă biến phụ thuộc – dự định hănh vi chấp nhận sử dụng. Trước nhất, lo lắng cĩ mối tương quan khâ chặt chẽ với dự định chấp nhận sử dụng (r = - 0,610; sig = 0,000<0,05), nỗ lực mong đợi cĩ tương quan tích cực ở mức trung bình (r = 0,474; sig = 0,000<0,05); kế đến lă hiệu quả mong đợi (r = 0,443; sig = 0,000<0,05); thâi độ (r = 0,415; sig = 0,000<0,05) vă câc tương quan tích cực ở mức độ thấp, cụ thể lă mối quan hệ điều kiện thuận lợi - dự định hănh vi chấp nhận sử dụng (r= 0,223, sig = 0,029<0,05). Tuy nhiín, yếu tố ảnh hưởng xê hội cĩ sig > 0,05 nín khơng đủ bằng chứng thống kí để bâc bỏ H0: khơng cĩ mối quan hệ giữa ảnh hưởng xê hội với biến phụ thuộc: dự định hănh vi chấp nhận sử dụng (với độ tin cậy 95%). Như vậy, câc kết quả trín cho thấy câc đối tượng trả lời nhận thức rằng câc nhĩm nhđn tố: nỗ lực mong đợi, hiệu quả mong đợi, thâi độ, lo lắng vă điều kiện xê hội cĩ ảnh hưởng đến dự định hănh vi chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking, cịn nhđn tố ảnh hưởng xê hội khơng cĩ mối quan hệ với dự định chấp nhận sử dụng nín khơng được đưa văo mơ hình hồi quy.
2.2.8.2. Phđn tích hồi quy tuyến tính bội
Để phđn tích những tâc động cụ thể của câc biến số độc lập đến ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking của khâch hăng câ nhđn, phĩp hồi quy bội được sử dụng. Vì mục tiíu xâc định tầm quan trọng tương đối giữa câc biến số, nín hệ số tự do bị loại ra khỏi mơ hình. Để kiểm định sự độc lập giữa câc biến, câc hệ số Tolerance vă VIF cũng được bâo câo. Sự phù hợp của mơ hình được chỉ ra bởi giâ trị thống kí F vă mức ý nghĩa tương ứng của nĩ. Câc giâ trị của câc biến quan sât ở mỗi nhđn tố được tính tổng để hình thănh câc biến tương ứng dùng để đưa văo mơ hình hồi quy bội.
Ta tiến hănh phđn tích hồi quy gồm câc biến độc lập: F1 - nỗ lực mong đợi, F2 - hiệu quả mong đợi, F3 - điều kiện thuận lợi, F4 - lo lắng, F5 - thâi độ với biến phụ thuộc: OS - dự định hănh vi chấp nhận sử dụng. Mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến diễn tả mức độ chấp nhận sử dụng dịch vụ Mobile banking của khâch hăng câ nhđn cĩ dạng như sau:
OS = β0 + β1 * F1 + β2 * F2 + β3 * F3 + β3 * F4 + β4 * F5 + ε i
Trong đĩ: βi: hệ số hồi qui riíng phần
ε i: một biến độc lập ngẫu nhiín cĩ phđn phối chuẩn với trung bình lă 0 vă phương sai khơng đổi.
Hồi quy lần 1: Kết quả hồi quy cho thấy mơ hình cho thấy mơ hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mơ hình lý thuyết (sig. F = 0,000) vă giải thích được 53,3% sự khâc biệt của biến phụ thuộc – dự định chấp nhận sử dụng (R2 hiệu chỉnh = 0,533). Nhđn tố F3: điều kiện thuận lợi cĩ giâ trị Sig > 0.05 do đĩ ta loại nhđn tố F3 ra khỏi mơ hình vă tiếp tục hồi quy lần thứ 2. (Xem kết quả hồi quy lần 1 tại phụ lục 2.8.1)
Hồi quy lần thứ 2: Sau khi loại biến F5 ra khỏi mơ hình
Theo kết quả phđn tích câc hệ số hồi quy, phần phđn tích phương sai ANOVA cho thấy trị số F cĩ mức ý nghĩa Sig.=0,000 (<0,05), cĩ nghĩa lă mơ hình hồi qui phù hợp với dữ liệu thu thập được vă câc biến đưa văo đều cĩ ý nghĩa trong thống kí với mức ý nghĩa 5%. Thống kí giâ trị F = 28,472 được dùng để kiểm định giả thiết H0, ở đđy ta thấy mối quan hệ tuyến tính lă rất cĩ ý nghĩa với p_value < 0,05. Ta cĩ thể bâc bỏ giả thiết H0 cho rằng hệ số gĩc của 4 thănh phần ảnh hưởng đến sự chấp nhận sử dụng dịch
vụ mobile banking bằng 0. Như vậy, câc biến độc lập trong mơ hình cĩ quan hệ đối với biến phụ thuộc dự định hănh vi chấp nhận sử dụng (xem kết quả tại phụ lục 2.8.2).
Bảng 10. Câc hệ số xâc định (Mơ hình 2)
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh của ước lượngSai số chuẩn Durbin-Watson
1 0,746a 0,556 0,536 0,31972 1,729
(Nguồn: Số liệu điều tra vă xử lý của tâc giả)
Trị số R cĩ giâ trị 0,746 cho thấy mối quan hệ giữa câc biến trong mơ hình cĩ mối tương quan khâ chặt chẽ. Bâo câo kết quả hồi qui của mơ hình cho thấy giâ trị R2 (R Square) bằng 0,556, điều năy nĩi lín độ thích hợp của mơ hình lă 55,6 % hay nĩi câch khâc lă 55,6% sự biến thiín của biến dự định hănh vi được giải thích bởi 4 thănh phần ảnh hưởng đến sự chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking. Giâ trị R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) phản ânh chính xâc hơn sự phù hợp của mơ hình đối với tổng thể, ta cĩ giâ trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,536 (hay 53,6%) cĩ nghĩa tồn tại mơ hình hồi qui tuyến tính giữa 4 nhĩm nhđn tố: nỗ lực mong đợi, hiệu quả mong đợi, lo lắng vă thâi độ với dự định chấp nhận sử dụng mobile banking.
Mơ hình trín giải thích được 53,6% sự thay đổi của biến OS lă do câc biến độc lập trong mơ hình tạo ra, cịn lại 46,4% biến thiín được giải thích bởi câc biến khâc nằm ngoăi mơ hình.
Tra bảng giâ trị Durbin - Watson cho thấy mơ hình với 4 biến độc lập, mức ý nghĩa 5%, ta cĩ dL = 1,589 vă dU = 1,726. Trị số thống kí d = 1.729 nằm trong khoảng (1,726 ; 2,274) cho thấy câc phần dư khơng cĩ tự tương quan với nhau. Hệ số phĩng đại phương sai VIF (Variance inflation fator) đều nhỏ hơn 10, do vậy, khẳng định rằng mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng Đa cộng tuyến.
Kiểm tra phđn phối chuẩn của phần dư bằng câch vẽ đồ thị Histogram của phần dư chuẩn hĩa. Kết quả kiểm tra cho thấy trín đồ thị đường cong chuẩn hĩa cĩ dạng hình chuơng như phđn phối chuẩn với giâ trị Mean xấp xỉ 0 vă giâ trị độ lệch chuẩn
Bảng 11. Thống kí phđn tích câc hệ số hồi quy (Mơ hình 2) Câc nhđn tố ảnh hưởng đến dự định hănh vi Hệ số chưa chuẩn hĩa Hệ số chuẩn hĩa T Mức ý nghĩa Thống kí đa cộng tuyến
B Sai số Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1,999 0,494 4,045 0,000
Nỗ lực mong đợi 0,140 0,055 0,196 2,530 0,013 0,809 1,236 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hiệu quả mong đợi 0,259 0,080 0,241 3,233 0,002 0,881 1,136
Lo lắng - 0,247 0,043 -0,438 -5,771 0,000 0,846 1,182
Thâi độ 0,249 0,086 0,213 2,888 0,005 0,896 1,116
Kết quả phđn tích câc hệ số hồi qui trong mơ hình cho thấy, mức ý nghĩa của 4 thănh phần nỗ lực mong đợi (Sig.=0,013), hiệu quả mong đợi (sig = 0,002), lo lắng (sig = 0,000) vă thâi độ (sig = 0,005) đều cĩ Sig nhỏ hơn 0,05. Do đĩ, ta cĩ thể nĩi rằng câc biến độc lập năy đều tâc động đến dự định hănh vi chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking. Câc nhĩm nhđn tố năy đều cĩ ý nghĩa trong mơ hình vă tâc động cùng chiều đến dự định chấp nhận sử dụng mobile banking do câc hệ số hồi qui đều mang dấu dương, tuy nhiín riíng thănh phần “lo lắng” cĩ hệ số hồi quy đm (- 0,247) nín sẽ tâc động ngược chiều đến dự định hănh vi chấp nhận sử dụng. Giâ trị hồi qui chuẩn của câc biến độc lập trong mơ hình cĩ giâ trị bâo câo lần lượt: nỗ lực mong đợi lă 0,140; hiệu quả mong đợi lă 0,259; lo lắng lă - 0,247 vă thâi độ lă 0,249. Qua kết quả phđn tích hồi qui ta cĩ mơ hình:
OS = 1,999 + 0,140*F1 + 0,259*F2 – 0,247*F4 + 0,249*0,249
Qua phương trình hồi qui cho thấy thấy, nếu giữ nguyín câc biến độc lập cịn lại khơng đổi thì khi đânh giâ về nỗ lực mong đợi tăng lín 1 đơn vị thì dự định chấp nhận sử dụng mobile banking tăng lín 0,140 đơn vị, khi đânh giâ về hiệu quả mong đợi tăng lín 1 đơn vị thì dự định chấp nhận sử dụng mobile banking tăng lín 0,259 đơn vị, thâi độ tăng lín 1 đơn vị thì dự định chấp nhận sử dụng mobile banking tăng lín 0,249 đơn vị. Tuy nhiín, khi đânh giâ thănh phần lo lắng tăng lín 1 đơn vị thì dự định chấp nhận sử dụng mobile banking giảm xuống 0,247 đơn vị. Căn cứ văo câc kết quả phđn tích tương quan vă hồi quy tuyến tính bội, 4 nhĩm nhđn tố ảnh hưởng đến dự định chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking được mơ tả theo mơ hình dưới đđy:
Beta = 0,196 Nỗ lực mong đợi
Beta = 0,241 Beta= - 0,438
Beta = 0,213
Hình 8. Kết quả tương quan tuyến tính của câc thănh phần trong mơ hình nghiín cứu
Qua kết quả bảng 11 cho ta thấy được tầm quan trọng của câc thănh phần phụ thuộc văo giâ trị tuyệt đối của hệ số hồi qui đê chuẩn hĩa. Thănh phần năo cĩ giâ trị tuyệt đối căng lớn thì căng ảnh hưởng đến ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ mobile banking căng nhiều. Do đĩ, trong hình 8 cho thấy ý định chấp nhận sử dụng mobile banking chịu ảnh hưởng nhiều nhất từ thănh phần lo lắng đến 43,8% (Beta = - 0,438) nhưng lại ảnh hưởng theo hướng ngược chiều so với biến phụ thuộc; quan trọng thứ hai lă thănh phần hiệu quả mong đợi (Beta = 0,241); quan trọng thứ ba lă thănh phần thâi độ (Beta = 0,213); vă cuối cùng lă thănh phần nỗ lực mong đợi (Beta = 0,196).
Đđy chính lă một trong những căn cứ để đề tăi xđy dựng một số nhĩm giải phâp nhằm tạo một thâi độ tích cực trong việc chấp nhận sử dụng dich vụ mobile banking của khâch hăng câ nhđn. Mức độ ưu tiín của câc nhĩm giải phâp cũng sẽ dựa văo thứ tự quan tđm từ cao đến thấp của khâch hăng đối với từng yếu tố. Vă xuất phât từ ý nghĩa kinh tế níu trín mă đề tăi gợi ý cho ngđn hăng TMCP Nam Việt lă muốn thănh cơng khi triển khai dịch vụ mobile banking thì cần chú trọng đầu tư hoăn thiện hệ thống mobile banking, bao gồm; thực hiện dễ dăng, hình thức đa dạng, thơng tin cập nhập chính xâc, hoăn thiện quy trình giao dịch, phù hợp với thĩi quen tiíu dùng của khâch hăng vă đặc biệt lă phải đảm bảo tính bảo mật vă an toăn trong quâ trình sử dụng dịch vụ, vì nếu khâch hăng hăi lịng vă an tđm với hệ thống dịch vụ năy thì dễ dăng cĩ thâi độ chấp nhận sử dụng tích cực hơn.