Hệ số Cronbach‟s alpha được dùng để đánh giá độ tin cậy của thang đo.
Tác giả thực hiện lần lượt việc kiểm định thang đo bằng Cronbach‟s alpha cho từng biến quan sát của mỗi biến độc lập và biến phụ thuộc để kiểm tra xem thang đo sử dụng trong mô hình có đảm bảo độ tin cậy hay không.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha
Biến quan sát Hệ số tƣơng quan biến tổng Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến Sự hữu ích cảm nhận
HI1 .627 .668
HI2 .662 .652
HI3 .520 .727
HI4 .445 .767
Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD) SD1 .603 .756 SD2 .536 .790 SD3 .673 .718 SD4 .650 .729 Cronbach’s Alpha (SD) = .799 Sự tin cậy (TC) TC1 .544 .702 TC2 .576 .667 TC3 .613 .623 Cronbach’s Alpha (TC) = .749 Chi phí cảm nhận (CP) CP1 .487 .599 CP2 .528 .546 CP3 .472 .619 Cronbach’s Alpha (CP) = .682 Hình ảnh ngân hàng (HA) HA1 .571 .761 HA2 .614 .716 HA3 .689 .632
Cronbach’s Alpha (HA) = .784
Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT (QĐ)
QĐ1 .564 .498
QĐ2 .416 .691
QĐ3 .506 .564
Cronbach’s Alpha (QĐ) = .678
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả trích xuất từ SPSS 23.0
Như được trình bày chi tiết ở bảng 4.5, kết quả chạy Cronbach‟s Alpha của các thang đo cho thấy:
Thang đo Sự hữu ích cảm nhận (HI) có hệ số tin cậy Cronbach‟s Alpha là 0.762 (> 0.6) và Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều phù hợp (> 0.3).
Thang đo Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD), các biến quan sát đều có Hệ số
tương quan biến tổng phù hợp > 0.3 và Hệ số tin cậy Cronbach‟s Alpha > 0.6 (0.799) nên đạt yêu cầu về độ tin cậy có thể đưa vào phân tích nhân tố.
Thang đo Sự tin cậy (TC), Hệ số tin cậy Cronbach‟s Alpha của thang đo này là
0.749 (> 0.6) và Hệ số tương quan biến tổng đạt chuẩn cho phép > 0.3. Như vậy không có biến nào bị loại và các biến sẽ được giữ lại cho bước phân tích EFA kế tiếp.
Thang đo Chi phí cảm nhận (CP), thang đo này có Hệ số tương quan tổng biến phù hợp > 0.3 và Hệ số tin cậy Cronbach‟s Alpha 0.682 (> 0.6) nên các biến này đều được giữ lại cho bước phân tích EFA.
Thang đo Hình ảnh ngân hàng (HA), Hệ số Cronbach‟s Alpha của thang đo
này là 0.784 (> 0.6). Hệ số tương quan biến tổng của các biến nhỏ nhất là 0.632 vẫn đạt mức yêu cầu phân tích (> 0.3). Như vậy không có biến nào bị loại và các biến sẽ được giữ lại cho bước phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT (QĐ), Hệ số tương quan tổng
biến của các biến trong thang đo này thấp nhất là 0.416 (> 0.3) và Hệ số tin cậy Cronbach‟s Alpha đạt 0.678 (> 0.6). ) nên các biến này đều được giữ lại cho bước phân tích EFA.
Như vậy, sau khi phân tích độ tin cậy thang đo Cronbach‟s Alpha, tất cả 20 biến (Bảng 4.5) của 6 thang đo đều đạt yêu cầu và đưa vào phân tích nhân tố EFA.
4.2.3. Phân tích nhân tố khám phá
Tác giả sử dụng phép tính phương pháp Principal components với phép xoay Varimax, phương pháp kiểm định KMO và Bartlett‟s để do lường sự tương thích của mẫu. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA như sau (xem thêm phụ lục):
Bảng 4.6. Tổng hợp phân tích nhân tố khám phá EFA
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) .892
Mô hình kiểm tra của Bartlett's Giá trị Chi-Square 1803.178
Bậc tự do df 190
Nhân tố
Eigenvalues khởi tạo
Tổng cộng % của phương sai
% Tích lũy 1 6.817 34.085 34.085 2 1.523 7.616 41.701 3 1.417 7.083 48.783 4 1.177 5.887 54.670 5 1.046 5.230 59.900 6 1.004 5.022 64.923 Ma trận xoay các nhân tố Tên nhân tố Biến quan sát Nhóm nhân tố 1 2 3 4 5 6 Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD) SD3 .761 SD1 .730 SD4 .718 SD2 .669 Sự hữu ích cảm nhận (HI) HI2 .793 HI1 .739 HI3 .721 HI4 .455 Sự tin cậy (TC) TC1 .821 TC3 .730 TC2 .687 Hình ảnh ngân hàng (HA) HA1 .779 HA2 .750 HA3 .687 Quyết định sử dụng (QĐ) QĐ1 .778 QĐ3 .718 QĐ2 .492 Chi phí cảm nhận (CP) CP2 .821 CP3 .738 CP1 .651
Thỏa mãn điều kiện về mặt hiển thị giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Hệ số tải nhân tố (Factor loading) của các biến đều lớn hơn 0.4.
Hệ số KMO là 0.892 thỏa mãn yêu cầu 0.5 ≤ KMO ≤ 1, với mức ý nghĩa làp- value = 0.000 < 0.05.
Giá trị Eigenvalue là 1.004 > 1.
Tổng phương sai trích là 64.923% (> 50%) cho thấy 6 nhân tố giải thích được gần 65% biến thiên của các biến đo lường.
Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy,các điều kiện đều thỏa mãn nên phân tích nhân tố khám phá EFA là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Có 6 nhân tố (5 nhân tố tác động và 1 nhân tố quyết định sử dụng) được rút ra sau khi phân tích EFA:
Nhân tố đầu là Sự dễ sử dụng cảm nhận gồm 04 biến: SD1, SD2, SD3, SD4 Nhân tố thứ 2 là Sự hữu ích cảm nhận (HI) gồm 04 biến: HI1, HI2, HI3, HI4 Nhân tố thứ 3 là Sự tin cậy (TC) gồm 03 biến: TC1, TC2, TC3
Nhân tố thứ 4 là Hình ảnh ngân hàng (HA) bao gồm 03 biến: HA1, HA2, HA3 Nhân tố thứ 5 là Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT (QĐ) bao gồm 03 biến:
QĐ1, QĐ2, QĐ3
Nhân tố thứ 6 là Chi phí cảm nhận (CP) bao gồm 03 biến: CP1, CP2, CP3.
4.2.4. Kết quả mô hình hồi quy 4.2.4.1. Phân tích tƣơng quan
Việc tiến hành phân tích bằng các sử dụng Hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau. Nếu giữa hai biến độc lập có Hệ số tương quan càng cao thì cần lưu ý vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
Kết quả phân tích Pearson Correlation trong bảng ma trận tương quan dưới đây cho thấy biến phụ thuộc có hệ số Pearson với các biến độc lập của mô hình ở khoảng giá trị 0.5, như vậy các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc hoặc có thể sử dụng các biến độc lập này trong mô hình hồi quy để đánh giá sự tác động của các biến này đến biến phụ thuộc QĐ – quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của KHCN tại Techcombank CN PMH (xem phụ lục).
Bảng 4.7. Ma trận tƣơng quan QĐ HI SD TC HA CP QĐ 1 HI .533** 1 SD .477** .456** 1 TC .443** .506** .472** 1 CP .418** .364** .365** .242** 1 HA .463** .479** .547** .378** .358** 1
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả trích xuất từ SPSS 23.0
Tuy nhiên, hệ số Pearson giữa các biến độc lập vẫn còn khá cao, trong đó cao nhất là hệ số Pearson giữa hai biến Hình ảnh ngân hàng và Sự dễ sử dụng cảm nhận là cao nhất (0.547) và thấp nhất là giữa biến Chi phí cảm nhận và sự tin cậy (0.242). Như vậy, tác giả nhận thấy cần thiết thực hiện kiểm tra đa cộng tuyến tiềm ẩn giữa các biến độc lập. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến được trình bày trong bảng dưới đây:
Bảng 4.8. Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến Tolerance VIF HI 0.612 1.633 SD 0.589 1.697 TC 0.668 1.496 CP 0.801 1.248 HA 0.620 1.613
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả trích xuất từ SPSS 23.0
Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy hệ số Tolerance nhỏ nhất là 0.589 > 0.5 và hệ số phóng đại phương sai VIF lớn nhất là 1.697 < 2 nên kết quả mô hình hồi quy được trình bày sau đây sẽ không vi phạm vấn đề đa cộng tuyến.
4.2.4.2. Mô hình hồi quy
Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu (bảng 4.9) cho thấy tất cả các biến độc lập đều có tác động tích cực có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT. Trong đó, Sự hữu ích cảm nhận có tác động đáng kể nhất với Hệ số Beta chuẩn hóa (0.258) có ý nghĩa thống kê tin cậy đạt 99%. Hình ảnh ngân hàng là nhân tố có tác động ít nhất trong tất cả các biến độc lập đến biến phụ thuộc, với Hệ số Beta chuẩn hóa đạt 0.137 ở mức ý nghĩa 1%. (xem thêm phụ lục)
Phƣơng trình hồi quy bội:
QĐi = 0.194+ 0.279HIi + 0.160SDi + 0.143TCi + 0.225CPi +0.134HAi
Theo phương trình hồi quy trên cho thấy Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT có quan hệ tuyến tính với các nhân tố tác động mà tác giả đã sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Trong điều kiện các biến khác không thay đổi, khi Sự hữu ích cảm nhận tăng 0.279 đơn vị thì làm tăng Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT. Tương tự cho các nhân tố còn lại.
Bảng 4.9. Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính
Hệ số Beta chƣa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficients B) Hệ số Beta chuẩn hóa (Standardized Coefficients Beta) P-value của Kiểm định T Hằng số (Constant) 0.194 0.440 HI 0.279 0.258 0.000 SD 0.160 0.148 0.021 TC 0.143 0.146 0.016 CP 0.225 0.134 0.185 0.001 HA 0.137 0.029
Biến phụ thuộc (Dependent Variable) : QĐ
Đánh giá và kiểm định sự phù hợp của mô hình (R2
hiệu chỉnh và ANOVA) R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) 0.402 Kiểm định F (F-test) 34.432 P-value 0.000 Durbin - Watson 1.808
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả trích xuất từ SPSS 23.0
Từ bảng 4.9, ta nhận thấy rằng Hệ số R2 hiệu chỉnh cho biết mô hình giải thích đến 40.2% nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính có độ phù hợp dữ liệu đến mức 40.2%. Kiểm định F cho thấy mô hình hồi quy có ý nghĩa với độ tin cậy 99%. Giá trị kiểm định Durbin – Watson là 1.808 gần bằng 2 (vẫn nằm trong khoảng 1 đến 3), như vậy nghiên cứu chấp nhận giả thuyết H0 không có sự tự tương quan trong mô hình hồi quy.
Sau khi kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và tự tương quan, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai không thay đổi của các biến độc lập.
Bảng 4.10. Ma trận tƣơng quan Spearman
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả trích xuất từ SPSS 23.0
Từ bảng 4.10, ta nhận thấy rằng tất cả các giá trị p-value của hệ số tương quan giữa giá trị tuyệt đối phần dư chuẩn hóa (ABSRES) và các biến độc lập đều lớn hơn mức ý nghĩa 5%. Do đó, ta có thể kết luận giả thuyết được chấp nhận: mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi với độ tin cậy 95%.
Như vậy, kết quả mô hình hồi quy tuyến tính có thể được sử dụng tốt để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đặt ra ở chương Cơ sở lý thuyết như sau:
Bảng 4.11. Kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Beta chuẩn hóa Kết luận
H1: Sự hữu ích cảm nhận (HI) có tác động tích cực đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. .258 Chấp nhận H2: Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD) có tác động tích cực đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. .148 Chấp nhận
H3: Sự tin cậy (TC) có tác động tích cực đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. .146 Chấp nhận H4: Chi phí cảm nhận (CP) có tác động tích cực đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. .185 Chấp nhận H5: Hình ảnh ngân hàng (HA) có tác động tích cực đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. .137 Chấp nhận
4.2.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Qua phân tích hồi quy và kiểm định mô hình lý thuyết ở bảng 4.11, tác giả nhận thấy Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT (QĐ) chịu tác động mãnh mẽ bởi 5 nhân tố: Sự hữu ích cảm nhận (SD), Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD), Sự tin cậy (TC), Chi phí cảm nhận (CP) và Hình ảnh ngân hàng (HA). Tất cả các nhân tố đều phù hợp với giả thuyết tác giả đề xuất nghĩa là các nhân tố đều có tác động dương đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. Sau đây tác giả đi sâu vào phân tích mức độ tác động của từng nhân tố bằng hệ số Beta chuẩn hóa. Cụ thể như sau:
Đầu tiên, nhân tố Sự hữu ích cảm nhận (HI) có Hệ số Beta chuẩn hóa là 0.258. Nhân tố này có tác động cùng chiều mạnh nhất tới quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. Kết quả nghiên cứu phù hợp với đa số các công trình nghiên cứu mà tác giả khảo lược trước đó.Việc lựa chọn sử dụng dịch vụ NHĐT được ưu tiên khi khách hàng nhận thức được sự hữu ích mà dịch vụ này mang lại. Những yếu tố giúp khách hàng nhận ra được tính hữu ích và thuận tiện của dịch vụ NHĐT ngoài việc tiết kiệm thời gian và chi phí, khách hàng sẽ cảm thấy hiệu quả công việc của họ được nâng cao đồng thời dịch vụ họ trải nghiệm đa dạng, mới mẻ và có nhiều ưu điểm vượt trội hơn phương thức giao dịch truyền thống.
Nhân tố có tác động cùng chiều mạnh kế tiếp đó là Chi phí cảm nhận (CP) có
Hệ số Beta chuẩn hóa là 0.185. Điều này nghĩa là khi khách hàng cảm nhận mức chi phí mà họ bỏ ra để sử dụng dịch vụ NHĐT như phí duy trì tài khoản, mức phí đăng ký, chi phí sử dụng thiết bị để cài đặt dịch vụ,.. cùng với sự so sánh của họ với các dịch vụ khác cùng ngân hàng hoặc dịch vụ NHĐT của ngân hàng khác. Chi phí càng hợp lí thì quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng càng được duy trì và giúp họ cảm thấy hài lòng hơn.
Nhân tố Sự dễ sử dụng cảm nhận (SD) và Sự tin cậy (TC) có tác động mạnh
không chênh lệch nhau nhiều, Hệ số Beta chuẩn hóa của 2 nhân tố này lần lượt là 0.148 và 0.146. Hàm ý của kết quả nghiên cứu này cho thấy khi khách hàng cảm thấy việc sử
dụng dịch vụ NHĐT là dễ dàng và đơn giản đồng thời sự tin cậy vào hệ thống bảo mật của ngân hàng càng cao thì mức độ sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng sẽ thường xuyên hơn.
Nhân tố có ảnh hưởng yếu nhất đến Quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT là Hình
ảnh ngân hàng (HA) với Hệ số Beta chuẩn hóa là 0.137. Nhân tố này tuy có tác động
đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT nhưng khi có nhu cầu cần thiết sử dụng dịch vụ thì các nhân tố trên sẽ được xem xét ưu tiên hơn nhân tố này.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Chương 4 trình bày về thực trạng cung ứng các sản phẩm dịch vụ NHĐT tại Techcombank chi nhánh Phú Mỹ Hưng. Qua các số liệu về hoạt động cho mức độ tăng trưởng người dùng dịch vụ NHĐT có nhiều điểm nổi bật nhờ các chương trình khuyến mãi hấp dẫn mà NH triển khai trong năm vừa qua. Đồng thời tác giả trình bày về kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS 23.0 và kết quả mô hình hồi quy từ đó giúp tác giả kiểm định giả thuyết đã đề xuất ở chương 2 và rút được kết luận rằng tất cả 5 nhân tố tác giả sử dụng trong mô hình đều có tác động chiều dương đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của KHCN tại Techcombank chi nhánh Phú Mỹ Hưng. Cụ thể, nhân tố Sự hữu ích cảm nhận có tác động mạnh nhất và Hình ảnh ngân hàng có tác động yếu nhất.
CHƢƠNG 5: GIẢI PHÁP PHÁT TRIỂN DỊCH VỤ NGÂN HÀNG ĐIỆN TỬ DÀNH CHO KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG TMCP
KỸ THƢƠNG VIỆT NAM CHI NHÁNH PHÚ MỸ HƢNG
5.1. Định hƣớng phát triển của dịch vụ ngân hàng điện tử tại Ngân hàng TMCP Kỹ Thƣơng Việt Nam chi nhánh Phú Mỹ Hƣng Kỹ Thƣơng Việt Nam chi nhánh Phú Mỹ Hƣng
Techcombank với nền tảng công nghệ vững chắc và uy tín thương hiệu ngày càng nâng cao. Ngân hàng luôn phát triển với tiêu chí “khách hàng là trọng tâm” vì thế hệ thống Techcombank nói chung và chi nhánh Phú Mỹ Hưng nói riêng đều tập trung phát triển các tiện ích tối đa cho khách hàng tiêu biểu là việc tiếp tục duy trì chương trình “E-banking 0 đồng” không chỉ giúp khách hàng cảm thấy tiện lợi khi sử dụng dịch vụ NHĐT mà còn từ đó giúp ngân hàng tăng các nguồn thu từ các sản phẩm dịch vụ khác đồng thời mở rộng quy mô khách hàng.
Bên cạnh đó, với sự đầu tư mạnh mẽ vào nền tảng công nghệ trong thời gian tới cùng nỗ lực tăng cường an ninh và tối ưu hóa vận hành hệ thống ngân hàng số,