7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.5.2. Kết quả hồi quy tác động của các yếu tố đến lựa chọn DVTT tiền
tiền điện qua Ngân hàng của hộ gia đình
Phân tích hồi quy tuyến tính với các biến độc lập thuộc 4 thành phần thang đo – Nhận thức tính hữu ích (HU); Nhận thức kiểm soát hành vi (KSHV); Chuẩn chủ quan (CCQ); Thói quen tiêu dùng tiền mặt (TQTM), với biến phụ thuộc - thang đo Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng.
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính đã xác định ở chƣơng 2:
YĐ = α + β1*HU + β2*KSHV+ β3*CCQ – β4*TQTM
Phƣơng pháp hồi quy bội Enter đƣợc sử dụng. Để đánh giá sự phù hợp của mô hình tuyến tính, chúng ta sử dụng hệ số R, hệ số xác định R2 (với 0 < R2 < 1 đƣợc gọi là phù hợp) và hệ số xác định R2
hiệu chỉnh (Adjusted R2). Kết quả phân tích hồi quy ở Bảng 3.9 cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.450, nghĩa là 45% sự biến thiên của Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng đƣợc giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính của các biến độc lập.
Kết quả kiểm định hệ số Durbin-Watson = 1.978, gần bằng 2, chứng tỏ không có tƣơng quan chuỗi bậc 1 trong mô hình hồi quy (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 3.9. Bảng đánh giá độ phù hợp của mô hình theo R2 và Durbin-Watson
Model R R2 Adjustes R2 Std. Error of the Estimate Hệ số Durbin- Watson 1 0.676a 0.456 0.450 0.57197 1.978
Mức độ phù hợp của mô hình tƣơng đối cao. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho thể đƣợc hay không, phải kiểm định độ phù hợp của mô hình thông qua kiểm định giả thuyết:
- Giả thuyết H0: β1= β2= β3= β4= 0
Giả thuyết H0 mô tả rằng mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là nhƣ nhau. Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ, thì có thể kết luận rằng kết hợp của các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích cho sự hay đổi của biến phụ thuộc – Ý định lựa chọn. Điều này có nghĩa là mô hình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu thu thập.
Để kiểm tra giả thuyết này, sử dụng giá trị F value ở bảng phân tích ANOVA để kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính (bảng 3.10). Kiểm định F cho thấy hệ số Sig = 0.000 (nhỏ hơn 0.05) chấp nhận bác bỏ giả thuyết H0.
Bảng 3.10. Kết quả kiểm định ANOVA
Mô hình Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression Residual Total 92.533 4 23.133 70.712 .000a 110.249 337 .327 202.782 341
(Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu bằng SPSS 16)
Nhƣ vậy mô hình là phù hợp và các biến đƣa vào có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% và có thể suy ra cho toàn tổng thể.
Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến: Trong bảng thể hiện trọng số hồi quy 3.11, tất cả các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10 chứng tỏ các biến độc lập không có
mối quan hệ chặt chẽ với nhau, do đó mô hình hồi quy không có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra (Huy và cộng sự, 2012).
Bảng 3.11. Trọng số hồi quy Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) 1.859 .319 5.832 .000
HU .380 .070 .308 5.404 .000 .497 2.012
KSHV .047 .056 .048 .838 .403 .484 2.065 CCQ .228 .059 .208 3.849 .000 .552 1.813 TQTM -.208 .039 -.258 -5.269 .000 .675 1.481 Biến phụ thuộc: YĐ
(Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu bằng SPSS 16)
Từ bảng 3.11, có thể thấy với mức ý nghĩa 5%, có 1 biến độc lập bị loại ra khỏi phƣơng trình hồi quy về các yếu tố tác động đến Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng đó là biến KSHV (Nhận thức kiểm soát hành vi), lý do bởi giá trị Sig trong phân tích hồi quy của nhân tố này khá lớn (Sig = 0.403 > 0.05). Nói cách khác, nhận thức kiểm soát hành vi không có ý nghĩa trong mối quan hệ tác động đến ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng tại địa bàn nghiên cứu. Riêng các thành phần thang đo nhân tố HU (Nhận thức tính hữu ích); CCQ (Chuẩn chủ quan); TQTM (Thói quen thanh toán tiền mặt) đều có tác động đến Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng của hộ gia đình tại Đà Nẵng do có giá trị Sig đều nhỏ hơn 0.05 (=0.000)
Mô hình hồi quy tuyến tính đƣợc chuẩn hóa nhƣ sau:
Kết luận từ phƣơng trình hồi quy:
Hệ số Beta càng cao thể hiện mức độ tác động của các yếu tố quản lý đến năng suất của doanh nghiệp càng cao.
Biến phụ thuộc - đến Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng bị tác động bởi các biến độc lập – Nhận thức tính hữu ích của DVTT tiền điện qua NH; Chuẩn chủ quan và Thói quen tiêu dùng tiền mặt. Dựa vào hệ số hồi quy, có thể kết luận:
- Biến Nhận thức tính hữu ích của DVTT tiền điện qua NH có tác động mạnh nhất đến Ý định lựa chọn DVTT này (β = 0.308).
- Biến Thói quen tiêu dùng tiền mặt trong thanh toán tiền điện có tác động đến Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua NH nhƣng theo hƣớng ngƣợc chiều (β = -0.258).
- Biến Chuẩn chủ quan tác động ở vị trí thứ ba trong 3 nhân tố tác động đến Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua NH của hộ gia đình (β = 0.208).
- Riêng biến Nhận thức kiểm soát hành vi lựa chọn DVTT tiền điện qua NH không có ý nghĩa tác động đến Ý định của khách hàng trong địa bàn nghiên cứu.
Kết quả phân tích các thành phần của thang đo:
Bảng 3.12 dƣới đây là kết quả phản ánh ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng và các thành phần nhân tố tác động đến ý định lựa chọn này.
Các thang đo: Nhận thức tính hữu ích, chuẩn chủ quan và ý định lựa chọn đều có mức điểm trên trung bình (phân bố lệch phải). Trong đó Nhận thức tính hữu ích và Chuẩn chủ quan có mức điểm trung bình bằng nhau (mean = 3.90) gần bằng mức điểm 4 trong thang đo Likert (mức độ đồng ý với phát biểu). Có thể kết luận đa phần khách hàng hộ gia đình lựa chọn dịch vụ TTTĐ (thanh toán tiền điện) qua NH dựa trên hai yếu tố chính đó là sự
nhận thức đƣợc của khách hàng về những lợi ích và DVTT điện tử này mang lại đồng thời họ cũng chịu ảnh hƣởng tác động từ yếu tố chuẩn chủ quan.
Bảng 3.12. Mô tả các thành phần của thang đo
Nhân tố Biến quan sát
Giá trị trung bình Nhận thức tính hữu ích của DVTT tiền điện qua NH (HU) Mean = 3.90
HU1 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH rất tiện lợi 3.85 HU2 – Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH rất an toàn 3.90 HU3 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH rất nhanh
chóng 4.10
HU4 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH đa dạng về
hình thức thanh toán 3.88
HU5 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH giúp giảm
thiểu chi phí 3.65
HU7 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH giúp tiết
kiệm thời gian 3.98
HU8 - Cảm thấy DVTT tiền điện qua NH giúp không
bị cắt điện vì thanh toán trễ 3.93 Chuẩn chủ
quan (CCQ)
Mean = 3.90
CCQ1 - Chịu ảnh hƣởng bởi gia đình (vợ/chồng/con
cái,…) 3.92
CCQ2 - Chịu ảnh hƣởng bởi bạn bè 4.01 CCQ3 - Chịu ảnh hƣởng bởi các biện pháp khuyến
khích của công ty Điện lực Đà Nẵng 3.88 CCQ4 - Chịu ảnh hƣởng bởi quà tặng của các NH thu
hộ tiền điện 3.78
Thói quen tiêu dùng
TQTM1 - Cảm thấy quen với việc thanh toán tiền điện
tiền mặt trong TTTĐ (TQTM) Mean = 2.51
TQTM2 - Cảm thấy e dè khi chuyển sang thanh toán
tiền điện qua NH 2.50
TQTM3 - Cảm thấy rủi ro khi lựa chọn DVTT tiền điện qua NH 2.53 Ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua NH (YD) Mean = 3.89
YĐ1 - Có ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua NH
thay vì nộp tiền trực tiếp 3.90 YĐ2 - Có ý định sử dụng DVTT tiền điện qua NH
thƣờng xuyên 3.93
YĐ3 - Tin tƣởng sử dụng DVTT tiền điện qua NH
trong tƣơng lai 3.86
YĐ4 - Có ý định khuyên ngƣời thân/bạn bè… chọn
DVTT tiền điện qua NH 3.88
(Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu bằng SPSS 16)
- Nhận thức tính hữu ích: Khách hàng nhận thấy DVTT tiền điện qua NH đem lại rất nhiều tiện ích, trong đó nổi bật nhất là tính nhanh chóng (4.01) và giúp tiết kiệm thời gian của nó (3.98). Ngoài ra, lựa chọn hình thức này còn giúp khách hàng tránh tình trạng bị cắt điện vì thanh toán trễ (3.93). Đây là những lý do chính tác động đến xu hƣớng hành vi lựa chọn DVTT điện tử này trong TTTĐ.
- Chuẩn chủ quan: Khách hàng chịu ảnh hƣởng bởi các yếu tố xã hội nhƣ gia đình (vợ/chồng/con cái…), bạn bè, các chính sách khuyến khích của công ty điện lực Đà Nẵng hay các Ngân hàng thu hộ tiền điện trong việc cổ vũ lựa chọn DVTT tiền điện qua Ngân hàng tại Đà Nẵng. Trong 4 nhóm yếu tố ảnh hƣởng thì khách hàng đánh giá nhóm bạn bè là có ảnh hƣởng nhiều nhất đến ý định lựa chọn của khách hàng (mean = 4.01), tiếp đến là sự tác động của gia
đình (mean = 3.92). Các biện pháp khuyến khích cũng nhƣ những quà tặng đi kèm khi sử dụng dịch vụ của các Ngân hàng thu hộ cũng có ảnh hƣởng ít nhiều đến ý nghĩ và hành động của khách hàng.
- Thói quen sử dụng tiền mặt trong thanh toán tiền điện: Đa phần với các phát biểu liên quan đến thói quen này khách hàng đánh giá điểm ở mức từ 2.50-2.55 (gần chạm tới mốc điểm 3 – mức trung lập). Trong kết quả hồi quy cho thấy, đây là một yếu tố có tác động ngƣợc chiều với ý định lựa chọn DVTT tiền điện qua NH của hộ gia đình. Mặc dù đây là nhân tố có điểm trung bình thấp nhất trong 4 thành phần thang đo nhân tố ảnh hƣởng tuy nhiên mức điểm 3 cho thấy rằng một bộ phận khách hàng vẫn còn có thói quen sử dụng tiền mặt, có thể điều này gây ảnh hƣởng đến sự lựa chọn của khách hàng (nhất là cảm giác về yếu tố rủi ro với giá trị trung bình = 2.53).
- Ý định lựa chọn: Phần lớn khách hàng đồng ý chuyển sang hình thức thanh toán tiền điện qua NH và sử dụng thƣờng xuyên dịch vụ này (3.90 và 3.93), ý định giới thiệu cho ngƣời khác cũng có ý nghĩa đáng kể (3.88).