5. Kết cấ uc ủa ñề tài nghiên cứu
3.2.6. Lí do khách hàng chưa sử dụng thẻ ATM của ngân hàng ð ông Á
đông Á huyện Duy Xuyên
Bảng 3.7. Lý do khách hàng chưa sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên
Lý do Tần số Phần trăm Công ty trả lương qua thẻ ngân hàng khác 39 35,1%
Mức phắ giao dịch cao 12 10,8%
Cảm thấy không an toàn khi sử dụng 13 11,7%
Tốn nhiều thời gian 5 4,5%
Máy ATM ựặt vị trắ không thuận lợi 30 27,0%
Khác 12 10,8%
Tổng 111 100,0%
(Nguồn: Từ kết quảựiều tra nghiên cứu)
Trong tổng số 222 khách hàng biết ựến dịch vụ thẻ ATM có 101 người là chưa sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á. Nguyên nhân họựưa ra chủ
yếu là công ty, ựơn vị nơi khách hàng công tác chi trả lương qua thẻ ATM của ngân hàng khác (35,1%) vì thế họ sử dụng thẻ ATM của ngân hàng ựó, do các máy ATM ựặt vị trắ không thuận lợi với khách hàng ( như xa nhà, xa nơi làm việc...) chiếm 27%. Ngoài ra còn do các lo ngại về chi phắ liên quan ựến dịch vụ còn cao, các vấn ựề về an toàn, chưa có nhu cầu....
3.2.7. Sự hài lòng của khách hàng ựối với thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên
Trong tổng số 121 khách hàng sử dụng dịch vụ thẻ ATM của ngân hàng đông Á thì hầu hết là hài lòng, chỉ có 12 người là chưa hài lòng chiếm tỉ
lệ thấp 9,9%. Trong số 101 người là chưa sử dụng thẻ ATM của ngân hàng
đông Á có 61 người là hài lòng với thẻ ATM của ngân hàng đông Á còn 40 người là chưa hài lòng. Mặc dù 61 người hài lòng với thẻ ATM của ngân hàng đông Á nhưng chưa sử dụng (chiếm 60,4%) lắ do hầu hết là công ty,
ựơn vị công tác của khách hàng trả lương qua thẻ của ngân hàng khác nên họ
sử dụng thẻ của ngân hàng ựó.
Bảng 3.8. Số lượng khách hàng ựiều tra hài lòng với thẻ ATM ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên
Sử dụng thẻ ATM Ngân hàng đông Á Ngân hàng khác Tổng Hài lòng Tần số % Tần số % Tần số % Có 109 90,1 61 60,4 170 76,6 Không 12 9,9 40 39,6 52 23,4
(Nguồn: Từ kết quảựiều tra nghiên cứu)
3.3.KIỂM đỊNH VÀ đÁNH GIÁ THANG đO
để ựánh giá tắnh nhất quán nội tại của các khái niệm nghiên cứu, phương pháp hệ số tin cậy CronbachỖs Alpha và phương pháp phân tắch nhân tố khám phá ựược thực hiện.
3.3.1. Phân tắch CronbachỖs alpha cho từng nhân tố
Dữ liệu nghiên cứu sẽ ựược kiểm ựịnh bằng công cụ CronbachỖs Alpha thông qua phần mềm SPSS 16 cho 22 biến quan sát. Qua ựó các biến không phù hợp sẽ bị loại nếu hệ số tương quan biến tổng nhỏ (<0,3) và thang ựo sẽ ựược chấp nhận khi hệ số CronbachỖs alpha ựạt yêu cầu (>0,6).
Kết quả tắnh toán CronbachỖs alpha của các thang ựo 6 biến ựộc lập và 1 biến phụ thuộc riêng biệt của việc quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á ựược thể hiện trong bảng bên dưới:
Bảng 3.9. Hệ số CronbachỖs Alpha của các khái niệm nghiên cứu Biến quan sát Trung bình thang ựo nếu loại biến này Phương sai thang ựo nếu loại biến này Tương quan biến tổng CronbachỖs Alpha nếu loại biến này
Thành phần Chắnh sách marketing (MK); CronbachỖs Alpha = 0,799
MK1 9,34 10,471 0,662 0,723
MK2 9,34 10,912 0,642 0,734
MK3 9,18 10,824 0,640 0,735
MK4 9,36 12,304 0,506 0,797
Thành phần Hạ tầng công nghệ (CN); CronbachỖs Alpha = 0,805
CN1 11,10 10,075 0,543 0,793
CN2 10,87 9,875 0,616 0,758
CN3 10,86 9,339 0,674 0,729
CN4 10,93 9,479 0,652 0,740
Thành phần độ an toàn (AT); CronbachỖs Alpha = 0,809
AT1 6,38 4,155 0,675 0,723
AT2 6,59 4,061 0,673 0,724
AT3 6,41 3,990 0,629 0,771
Thành phần Nhận thức vai trò (VT); CronbachỖs Alpha = 0,738
VT1 6,31 3,417 0,559 0,657
VT2 6,48 2,875 0,598 0,610
VT3 6,41 3,382 0,535 0,682
Thành phần Thói quen sử dụng (TQ); CronbachỖs Alpha = 0,831
TQ1 6,64 2,963 0,696 0,763
TQ2 6,75 3,183 0,700 0,757
TQ3 6,74 3,379 0,680 0,779
Thành phần Uy tắn ngân hàng cung cấp (UT); CronbachỖs Alpha =0,801
UT1 7,36 4,061 0,654 0,721
UT2 7,25 4,450 0,598 0,777
UT3 7,20 4,033 0,689 0,683
Thành phần Quyết ựịnh sử dụng (QD); CronbachỖs Alpha =0,763
QD1 3,67 1,517 0,616
QD2 3,53 1,581 0,616
Kết quả cho thấy các thang ựo này ựều có hệ số tin cậy CronbachỖs alpha ựạt yêu cầu. Cụ thể, CronbachỖs alpha của ỘChắnh sách marketingỢ là 0,799; của ỘHạ tầng công nghệỢ là 0,805; của Ộđộ an toànỢ là 0,809; của ỘNhận thức vai tròỢ là 0,738; của ỘThói quen sử dụngỢ là 0,831; của ỘUy tắn ngân hàng cung cấpỢ là 0,801; của việc ỘQuyết ựịnh sử dụngỢ là 0,763. Hơn nữa các hệ số tương quan biến tổng ựều cao, tất cả các hệ số này lớn hơn 0,30 cho nên các biến ựo lường các khái niệm nghiên cứu ựều ựược sử dụng trong phân tắch nhân tố khám phá kế tiếp.
3.3.2. Phân tắch nhân tố khám phá (EFA)
Sau khi kiểm tra ựộ tin cậy của các thang ựo, phân tắch nhân tố khám phá ựược tiến hành. Phương pháp rút trắch ựược chọn ựể phân tắch nhân tố là phương pháp principal compoments với phép quay varimax. Phân tắch nhân tố
khám phá ựược sử dụng ựể ựánh giá lại mức ựộ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần. Chỉ số KMO ựược dùng ựể phân tắch sự thắch hợp của các nhân tố. Giá trị KMO lớn hơn 0,5 thì các nhân tố mới ựược sử dụng. Kiểm ựịnh Bartlett xem xét giả thuyết Ho: ựộ tương quan giữa các biến quan sát bằng không trong tổng thể. Nếu kiểm ựịnh này có ý nghĩa thống kê (Sig ≤
0,05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
- Phân tắch nhân tố khám phá cho các biến ựộc lập
Phân tắch nhân tố khám phá bằng SPSS 16 ta thu ựược kết quả sau:
Bảng 3.10. Hệ số KMO và kiểm ựịnh BarlettỖs của biến ựộc lập
KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO 0,811
Khi bình phương 1.679,320
độ lệch chuẩn 190
Kiểm ựịnh Bartlett's
Sig. 0,00
Kết quả cho thấy hệ số KMO = 0,811 > 0,5: phân tắch nhân tố khám phá rất thắch hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm ựịnh BarlletỖs là 1.679,320 với mức ý nghĩa 0,000 < 0,05, (bác bỏ giả thuyết Ho: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể) như vậy giả thuyết về mô hình nhân tố là không phù hợp sẽ bị bác bỏ, ựiều này chứng tỏ dữ liệu dùng
ựể phân tắch là hoàn toàn thắch hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalue lớn hơn 1, với phương pháp rút trắch principal copoments và phép quay varimax, phân tắch nhân tố (EFA) ựã rút trắch
ựược 6 nhân tố từ 20 biến quan sát các nhân tốảnh hưởng ựến việc quyết ựịnh sử
dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á với giá trị tổng phương sai rút trắch là 68,877% > 50%: ựạt yêu cầu, khi ựó có thể nói rằng các nhân tố này giải thắch 68,877 % biến thiên của dữ liệu. Tất cả hệ số tải nhân tố của các nhân tố ảnh hưởng ựến việc quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á ựều lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát ựều quan trọng trong các nhân tố, chúng có ý nghĩa thực tiễn.
Bảng 3.11. Phân tắch nhân tố khám phá Hệ số tải nhân tố của các thành phần Biến quan sát 1 2 3 4 5 6 CN3 ,818 CN4 ,764 CN2 ,752 CN1 ,640 MK4 ,764 MK2 ,743 MK1 ,724 MK3 ,650 TQ2 ,858 TQ3 ,858 TQ1 ,849 AT1 ,854 AT2 ,848 AT3 ,823 UT1 ,800 UT2 ,792 UT3 ,791 VT2 ,832 VT3 ,785 VT1 ,783
- Phân tắch nhân tố khám phá cho biến phụ thuộc
Bảng 3.12. Hệ số KMO và kiểm ựịnh BarlettỖs của biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO 0,500
Khi bình phương 104,947
độ lệch chuẩn 1
Kiểm ựịnh Bartlett's
Sig. 0,000
(Nguồn: Từ kết quảựiều tra nghiên cứu)
Sau khi phân tắch nhân tố trắch ựược 1 nhân tố tại Eigenvalues là 1,616. Kiểm ựịnh KMO và BarlettỖs có giá trị báo cáo bằng 0,500 và mức ý nghĩa Sig. = 0,000. Phương sai trắch có giá trị bằng 80,824% (>50%).
Như vậy mô hình nghiên cứu ban ựầu qua kết quả phân tắch hệ số
Cronbach Alpha và phân tắch nhân tố khám phá EFA, cả 6 thành phần ựề xuất
ựều ựạt yêu cầu và có ý nghĩa thống kê. Các thành phần trên sẽ ựược sử dụng trong các bước phân tắch tiếp theo.
3.4.KIỂM đỊNH MÔ HÌNH VÀ CÁC GIẢ THUYẾT 3.4.1. Phân tắch tương quan
Các thang ựo ựược ựánh giá ựạt yêu cầu ựược ựưa vào phân tắch tương quan Pearson và phân tắch hồi quy ựể kiểm ựịnh các giả thuyết. Phân tắch tương quan Person ựược thực hiện giữa biến phụ thuộc và các biến ựộc lập, khi ựó việc sử dụng phân tắch hồi quy tuyến tắnh là phù hợp. Giá trị tuyệt ựối của Pearson càng gần ựến 1 thì hai biến này có mối tương quan tuyến tắnh càng chặt chẽ.
Nhìn vào kết quả bảng 3.13 cho thấy, nếu sử dụng mức ý nghĩa 5% (tức là xác xuất chấp nhận giả thuyết sai là 5%) thì các biến ỘChắnh sách marketingỢ (Pearson Correlation Coefficient = 0,715), ỘHạ tầng công nghệỢ (Pearson Correlation Coefficient = 0,565), Ộđộ an toànỢ (Pearson Correlation
Coefficient = 0,276), ỘNhận thức vai tròỢ (Pearson Correlation Coefficient = 0,335), ỘThói quen sử dụngỢ (Pearson Correlation Coefficient = 0,292), ỘUy tắn ngân hàng cung cấpỢ (Pearson Correlation Coefficient = 0,628) ựều có giá trị sig < 0,05 vì vậy chúng có ý nghĩa tương quan với biến phụ thuộc là Ộ Quyết ựịnh sử dụngỢ.
Bảng 3.13. Phân tắch tương quan
Correlations Quyết ựịnh Pearson Correlation ,715** Sig. (2-tailed) 0,000 Chắnh sách Maketing N 222 Pearson Correlation ,565** Sig. (2-tailed) 0,000 Hạ tầng công nghệ N 222 Pearson Correlation ,276** Sig. (2-tailed) 0,000 độ an toàn N 222 Pearson Correlation ,335** Sig. (2-tailed) 0,000 Nhận thức vai trò N 222 Pearson Correlation ,292** Sig. (2-tailed) 0,000 Thói quen sử dụng N 222 Pearson Correlation ,628** Sig. (2-tailed) 0,000 Uy tắn ngân hàng cung cấp N 222 *. Tương quan với mức ý nghĩa 5%. **. Tương quan với mức ý nghĩa 1%.
3.4.2. Phân tắch hồi quy tuyến tắnh
Sau khi phân tắch sự tương quan giữa các biến ựộc lập với biến phụ
thuộc ta tiến hành phân tắch hồi quy ựa biến giữa biến phụ thuộc ỘQuyết ựịnh sử dụng - QDỢ với 6 biến ựộc lập (MK, CN, AT, VT, TQ, UT) bằng phương pháp Enter. Kết quả phân tắch hồi quy ựa biến ựược trình bày ở bảng 3.14 và 3.15 như sau: Bảng 3.14. Tổng kết mô hình hồi quy Mô hình R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 ,836a 0,700 0,691 0,62182 1,753
(Nguồn: Từ kết quảựiều tra nghiên cứu)
Bảng 3.15. Các thông số thống kê của từng biến trong mô hình
B Std.
Error Beta T Sig. Tolerance VIF (Constant) -1,504 ,294 -5,116 ,000 MK ,397 ,050 ,382 7,924 ,000 ,600 1,666 CN ,172 ,051 ,154 3,370 ,001 ,667 1,499 AT ,159 ,045 ,137 3,532 ,001 ,929 1,077 VT ,268 ,051 ,202 5,225 ,000 ,935 1,069 TQ ,172 ,050 ,131 3,414 ,001 ,945 1,058 UT ,356 ,051 ,311 6,948 ,000 ,699 1,430
( Nguồn: Từ kết quảựiều tra nghiên cứu)
a. đánh giá và kiểm ựịnh sự phù hợp của mô hình
Kết quả cho thấy hệ số xác ựịnh hiệu chỉnh là 0,691 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tắnh ựã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 69,1%. Nói cách khác, khoảng 69,1 % khác biệt của ỘQuyết ựịnh sử dụngỢ có thể ựược giải
thắch bởi sự khác biệt của 6 nhân tố: Chắnh sách marketing - MK, Hạ tầng công nghệ - CN, độ an toàn - AT, Nhận thức vai trò - VT, Thói quen sử dụng - TQ, Uy tắn ngân hàng cung cấp - UT.
Theo kết quả phân tắch phương sai của mô hình ( xem rõ thêm phần phụ lục), ta có F = 83,424 và sig. = 0,000 < 0,05 nên mô hình phù hợp với dữ
liệu thì trường.
- Hiện tượng tự tương quan
Nhìn vào bảng 3.14 ta thấy hệ số Durbin Ờ Watson (D) là 1,753. Với mức ý nghĩa 1% ta tra bảng ựược DL = 1,163 và DU = 1,735. Khi ựó, DU < D < 2 nên không có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
- Hiện tượng ựa cộng tuyến
Nhìn vào bảng 3.15, ta thấy tất cả các hệ số phóng ựại phương sai VIF của các biến ựều < 5, cho thấy các biến ựộc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng ựa cộng tuyến xảy ra. Do ựó, mối quan hệ giữa các biến ựộc lập không ảnh hưởng ựáng kể ựến kết quả giải thắch của mô hình hồi quy
- Hiện tượng phương sai không ựồng nhất
Thực hiện hồi qui ựa biến giữa biến phụ thuộc ỘQuyết ựịnh sử dụng - QDỢ với 6 biến ựộc lập (MK, CN, AT, VT, TQ, UT) bằng phương pháp Enter tắnh ựược ei, ei2 và 2
i
YẼ . Sau ựó thực hiện hồi qui 2 i i 2 1 2 i YẼ z e =α +α + bằng OLS thu ựược kết quả như sau:
Bảng 3.16. Kết quả hồi quy phụ
B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF (Constant) ,424 ,089 4,783 ,000
PRE_2 -,004 ,006 -,042 -,619 ,536 1,000 1,000
Kết quả cho thấy, mức ý nghĩa sig = 0,536 > 0,05 vì vậy chưa ựủ cơ sở ựể bác bỏ H0 nên mô hình hồi quy phụ không tồn tại. Vì vây, mô hình ban ựầu không tồn tại hiện tượng phương sai không ựồng nhất.
Bảng 3.15. cho ta hàm hồi quy có dạng như sau:
QD = 0,382MK + 0,154CN + 0,137AT + 0,202VT + 0,131TQ + 0,311UT
Trong ựó: QD: Quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên, MK: Chắnh sách marketing, CN: Hạ tầng công nghệ, AT:
độ an toàn, VT: Nhận thức vai trò, TQ: Thói quen sử dụng, UT: Uy tắn ngân hàng cung cấp.
Các hệ số hồi quy mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mô hình hồi quy ảnh hưởng tắch cực ựến việc ỘQuyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy XuyênỢ
Hình 3.1. Mô hình quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên
b. Kiểm ựịnh giả thuyết
Kết quả của phân tắch hồi quy ựược dùng ựể kiểm ựịnh các giả thuyết của nghiên cứu.
- Giả thiết H1 ựược chấp nhận khi kết quả thu ựược khẳng ựịnh ỘChắnh sách marketingỢ có ảnh hưởng cùng chiều ựến quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên. Kết quả ước lượng mối quan hệ
này là 0,382 với mức ý nghĩa thống kê p-value là 0,000. điều này cho thấy khi một khách hàng tin tưởng vào chắnh sách marketing thì quyết ựịnh sử
dụng thẻ ATM của khách hàng sẽ càng cao và có xu hướng ựi ựến quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên.
- Giả thuyết H2ựược chấp nhận, có thể khẳng ựịnh rằng ỘHạ tầng công nghệỢ có ảnh hưởng cùng chiều ựến quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên. Với kết quả ước lượng mối quan hệ này là 0,154 với mức ý nghĩa thống kê p-value là 0,001. Như vậy có thể khẳng ựịnh hạ tầng công nghệ của ngân hàng càng ựầy ựủ và hiện ựại sẽ tạo thuận lợi cho khách hàng sử dụng thẻ ATM. Khi ựó quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của khách hàng sẽ càng cao và có xu hướng ựi ựến quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á huyện Duy Xuyên.
- Giả thuyết H3ựược chấp nhận, có thể khẳng ựịnh Ộđộ an toànỢ có ảnh hưởng cùng chiều ựến quyết ựịnh sử dụng thẻ ATM của ngân hàng đông Á