Về yếu tố “Quyết định sử dụng”, hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm đạt 0.815, lớn hơn 0,8 nên được đánh giá tốt. Ngoài ra, các hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn giá trị 0,815 nên thang đo không bị loại biến nào. Hệ số tương quan biến tổng của các biến đều lớn hơn 0,3 do vậy thang đo đạt mức chấp nhận và tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo “Quyết định sử dụng”
Biến quan sát Hệ số tương quan biến
tổng Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.815 QD1 0.684 0.814 QD2 0.742 0.789 QD3 0.783 0.749 QD4 0.761 0.706 QD5 0.725 0.713
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu
4.2.3 Kiểm định nhân tố khám phá EFA
Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha đều cho thấy các thang đo phù hợp để thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA. Để thực hiện hồi quy đa biến, cần phân tích EFA cho các biến độc lập rồi sau đó thực hiện phân tích EFA cho biến phụ thuộc. Sử dụng phần mềm SPSS 20, kết quả phân tích EFA các biến của mô hình như sau:
Bảng 4.11: Kết quả Phân tích nhân tố khám phá các biến độc lập
Nhân tố Hệ số tải nhân tố
HQ NL DK XH GT RR
Eigenvalues 11.002 3.418 2.401 2.277 1.634 1.043
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.897
Bartlett's Test of Sphericity 0.000
Tổng phương sai trích 75.088
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu Theo bảng 4.10, p-value của kiểm định Barlett có giá trị bằng 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05. Do vậy, giả thuyết nhân tố phù hợp với dữ liệu được chấp nhận. Bên cạnh đó, chỉ số KMO đạt mức giá trị 0.897 lớn hơn 0.5, phản ánh độ phù hợp của mô hình
cao. Tổng phương sai trích đạt 75.088% lớn hơn 50%. Chỉ số này cho thấy 6 nhân tố đại diện cho các biến quan sát đạt 75.088%. Ngoài ra, các hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều lần lượt đạt giá trị lớn hơn 1, cho thấy các nhóm nhân tố đã được rút gọn từ các biến quan sát.
Giá trị hệ số tải nhân tố của từng biến quan sát đều lần lượt đạt trên 0.5, được thể hiện qua bảng 4.12. Trong đó, cao nhất là hệ số tải nhân tố NL4 với giá trị đạt được là 0.885 và thấp nhất là hệ số tải nhân tố RR1 là 0.509. Như vậy, không có biến quan sát nào bị loại sau khi thực hiện phép quay Varimax.
Bảng 4.12: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA các biến độc lập
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 HQ1 .843 HQ2 .825 HQ3 .820 HQ4 .802 HQ5 .793 NL4 .885 NL3 .881 NL5 .868 NL2 .848 NL1 .832 NL6 .775 DK2 .852 DK1 .817 DK5 .801 DK3 .761 DK4 .744 RR4 .862 RR5 .769 RR3 .680 RR2 .613 RR1 .509 XH5 .873 XH4 .863 XH3 .833 XH1 .744 XH2 .676 GT1 .836 GT2 .828 GT3 .650
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Bảng 4.13: Kết quả Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
STT Kiểm định Giá trị
1 Eigenvalues 3.337
2 KMO 0.840
3 Tổng phương sai trích 66.748% 4 Barletts’s Test of Sphericity 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu
Tương tự với các biến độc lập, biến phụ thuộc với 5 thang đo được tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA theo phương pháp Principal Component với phép quay Varimax. Kết quả bảng 4.13 cho thấy, giá trị KMO đạt mức chấp nhận với giá trị 0.840, nằm trong khoảng từ 0.5 – 1.0. Điều này cho thấy phép phân tích các biến này với nhau là hoàn toàn phù hợp với mô hình. Theo đó, giá trị Eigenvalues của biến đạt ở mức 3.337 lớn hơn 1.000 cho nên việc rút gọn 5 biến quan sát thành 1 nhân tố là điều hoàn toàn hợp lý. Chỉ số p-value của kiểm định Barlett có trị giá bằng 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05 nên giả thuyết H0 cho rằng các biến không có mối tương quan với nhau trong tổng thể sẽ bị loại bỏ. Cuối cùng, tổng phương sai trích của kết quả phân tích EFA cho thấy, trị giá của hệ số này đạt 66.748% lớn hơn mức 50%. Điều này mang ý nghĩ cho khả năng sử dụng một nhân tố để có thể giải thích cho năm biến quan sát trong mô hình này đạt ở mức 66.748%.
4.2.4 Kết quả hệ số tương quan Pearson
Bảng 4.14: Kết quả phân tích tương quan Pearson
QD HQ NL DK XH GT RR QD Hệ số tương quan 1 0.572 ** 0.502** 0.493** 0.510** 0.637** -0.570** Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 HQ Hệ số tương quan 0.572 ** 1 0.442** 0.521** 0.486** 0.562** 0.502** Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 NL Hệ số tương quan 0.502** 0.442** 1 0.307** 0.471** 0.542** 0.472**
Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 DK Hệ số tương quan 0.493 ** 0.521** 0.307** 1 0.339** 0.441** 0.555** Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 XH Hệ số tương quan 0.510 ** 0.486** 0.471** 0.339** 1 0.519** 0.618** Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 GT Hệ số tương quan 0.637 ** 0.562** 0.542** 0.441** 0.519** 1 0.390** Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 RR Hệ số tương quan -0.570 ** 0.502** 0.472** 0.555** 0.618** 0.390** 1 Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu Dựa vào bảng kết quả, ta thấy tất cả các biến đều có mối tương quan với nhau khi các giá trị Sig. (2-tailed) đều bằng 0 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05. Do vậy, có thể kết luận rằng có tồn tại mối tương quan giữa các biến độc lập và phụ thuộc với nhau.
4.2.5 Kết quả hồi quy và các kiểm định
Sau khi phân tích tương quan Pearson để xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, đề tài thực hiện hồi quy tuyến tính nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre. Trong đó, biến phụ thuộc là Quyết định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử của khách hàng cá nhân; biến độc lập gồm Hiệu quả mong đợi, nỗ lực kỳ vọng, điều kiện thuận lợi, ảnh hưởng xã hội, giá trị dịch vụ và nhận thức rủi ro. Kết quả hồi quy tuyến tính được trình bày trong bảng 4.13
Bảng 4.15: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Nhân tố Beta Sig. VIF Kiểm định giả thuyết Hiệu quả mong đợi 0.371 0.016 1.823 Chấp nhận giả thuyết H1 Nỗ lực kỳ vọng 0.234 0.047 1.550 Chấp nhận giả thuyết H2 Điều kiện thuận lợi 0.174 0.008 1.438 Chấp nhận giả thuyết H3
Ảnh hưởng xã hội 0.232 0.021 1.785 Chấp nhận giả thuyết H4 Giá trị dịch vụ 0.138 0.042 1.561 Chấp nhận giả thuyết H5 Nhận thức rủi ro -0.316 0.000 1.896 Chấp nhận giả thuyết H6
Số quan sát 200
P-value 0.000
Durbin Watson 1.964
R2 hiệu chỉnh 0.730
Giá trị F 37.816
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu Dựa trên kết quả nghiên cứu được trình bày trong bảng 4.14, ta thấy:
Giá trị Sig. của các biến độc lập đều có giá trị nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05. Do đó, toàn bộ các biến đều có ý nghĩa trong mô hình nghiên cứu.
Giá trị R2 hiệu chỉnh đạt mức 0.730, có nghĩa là các nhân tố trong mô hình hồi quy giải thích được 73% sự biến thiên của quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre. Phần còn lại được giải thích bởi các nhân tố khác và chưa được đề cập trong nghiên cứu.
Giá trị p-value của mô hình là 0.000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% với kết quả phân tích hồi quy cho giá trị F = 37.816. Điều này cho thấy có biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc nên sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính để giải thích cho mối quan hệ giữa các nhân tố đến biến phụ thuộc là phù hợp.
Giá trị Durbin Watson đạt 1.964 tại mức ý nghĩa 0.05, nằm trong khoảng giá trị Du và 4 - Du (1.820 – 2.180), vì vậy, mô hình không có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Các chỉ số VIF nhằm xác định hiện tượng đa cộng tuyến đều nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Nói cách khác, giữa các biến độc lập không xảy ra mối tương quan chặt chẽ với nhau.
Về hiện tượng đa cộng tuyến. nếu các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10 thì mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. hay nói cách khác không xảy ra hiện tượng mối tương quan giữa các biến độc lập có mối tương quan chặt chẽ với nhau.
4.2.6 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau:
QDi = 0.371HQi + 0.234NLi + 0.174DKi + 0.232XHi + 0.138GTi – 0.316RR Trong đó:
QD: Quyết định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử HQ: Hiệu quả mong đợi
NL: Nỗ lực kỳ vọng DK: Điều kiện thuận lợi XH: Ảnh hưởng xã hội GT: Giá trị dịch vụ RR: Nhận thức rủi ro
Theo kết quả phương trình hồi quy ở trên, có thể thấy quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre phụ thuộc vào hiệu quả mong đợi, nỗ lực kỳ vọng, điều kiện thuận lợi, ảnh hưởng xã hội, giá trị dịch vụ và nhận thức rủi ro. Các dấu kỳ vọng cũng phù hợp với các nghiên cứu trước như nghiên cứu của Nguyễn Thị Hiền (2017), Nguyễn Duy Thanh, Cao Hào Thi (2011), Đỗ Thị Ngọc Anh (2016)…. Ngoài ra, dựa trên hệ số beta chuẩn hóa, có thể thấy hiệu quả mong đợi là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất, tiếp đến là nhận thức rủi ro, nỗ lực kỳ vọng, ảnh hưởng xã hội, điều kiện thuận lợi và cuối cùng là giá trị dịch vụ. Cụ thể:
Kết quả nghiên cứu cho thấy hiệu quả mong đợi là nhân tố có tác động mạnh nhất đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng với hệ số beta chuẩn hóa là 0.371. Điều này cho thấy các khách hàng cá nhân mong muốn khi sử dụng dịch vụ NHĐT sẽ mang lại nhiều lợi ích cho khách hàng, giúp khách hàng tiết kiệm được thời
gian, nâng cao hiệu quả giao dịch cũng như năng suất lao động của khách hàng. Do đó, muốn thu hút khách hàng sử dụng dịch vụ, Agribank và Agribank CN Bến Tre cần chú trọng nghiên cứu, phát triển các dịch vụ NHĐT để gia tăng giá trị mang lại cho khách hàng.
Nhân tố có tác động mạnh thứ hai đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT tại Agribank CN Bến Tre là nhận thức rủi ro có hệ số beta chuẩn hóa là -0.316. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa nhận thức rủi ro đến biến phụ thuộc là mối quan hệ nghịch chiều. Nói cách khác, khách hàng cảm thấy rủi ro trong giao dịch NHĐT sẽ dẫn đến việc không giao dịch hoặc chỉ lựa chọn những giao dịch cơ bản, làm cho tần suất sử dụng dịch vụ NHĐT thấp hơn. Các thông tin trên báo đài về việc chủ tài khoản bị mất tiền trong thẻ, lộ thông tin về tài khoản, mật khẩu đăng nhập… đã ít nhiều ảnh hưởng đến nhận thức rủi ro của khách hàng, làm khách hàng không yên tâm sử dụng dịch vụ NHĐT. Muốn thu hút khách hàng sử dụng dịch vụ NHĐT, Agribank cần đảm bảo tính bảo mật, an toàn cho các dịch vụ NHĐT. Agribank CN Bến Tre cần chuyển tải được thông điệp về an toàn, bảo mật cao của dịch vụ NHĐT của Agribank đến khách hàng để khách hàng yên tâm lựa chọn sử dụng dịch vụ NHĐT. Muốn làm được, chi nhánh cần phải chú trọng đến việc đảm bảo xử lý sai sót nghiệp vụ, hạn chế các sai sót hệ thống trong quá trình giao dịch.
Nỗ lực kỳ vọng là nhân tố có tác động cao thứ 3 đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng với hệ số beta chuẩn hóa là 0.234. Mối quan hệ thuận chiều giữa nỗ lực kỳ vọng và quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT cho thấy khách hàng mong muốn các dịch vụ NHĐT được thiết kế để dễ dàng sử dụng, thao tác các giao dịch. Ngoài ra, việc ngân hàng hỗ trợ tối đa cho khách hàng trong việc tiếp cận và sử dụng dịch vụ cũng là yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ của NHĐT. Với đặc điểm là một tỉnh đi lên từ nông nghiệp, phần lớn dân số vẫn là nông dân, gắn liền với cây trồng, vật nuôi, việc sử dụng công nghệ vẫn còn nhiều hạn chế. Do đó, nếu các dịch vụ ngân hàng điện tử được thiết kế dễ dàng thao tác, hoặc nếu được tư vấn tận tình
sẽ giúp khách hàng lựa chọn sử dụng dịch vụ NHĐT. Dựa vào nhân tố này, chi nhánh cần có những giải pháp liên quan đến việc quảng bá, hướng dẫn sử dụng chi tiết về NHĐT cũng như cách thức sử dụng dịch vụ cho khách hàng, giúp thu hút khách hàng.
Một nhân tố khác có sự tác động không nhỏ đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre là ảnh hưởng xã hội với hệ số beta chuẩn hóa là 0.232 cho thấy đây là mối quan hệ thuận chiều. Những người thân, bạn bè, đồng nghiệp, quản lý đều có thể tác động đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng. Vì vậy, phát triển hoạt động marketing thu hút khách hàng mới sử dụng dịch vụ NHĐT thông qua các khách hàng đã, đang sử dụng dịch vụ NHĐT là điều mà chi nhánh cần quan tâm. Chăm sóc những khách hàng đã sử dụng để họ có thể giúp ngân hàng thu hút khách hàng mới sử dụng là một trong những cách PR quảng cáo truyền miệng hiệu quả với dịch vụ NHĐT tại Agribank CN Bến Tre.
Điều kiện thuận lợi có ảnh hưởng thuận chiều đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT tại Agribank CN Bến Tre với hệ số beta chuẩn hóa là 0.174. Để sử dụng dịch vụ NHĐT đòi hỏi khách hàng phải có điện thoại thông minh hoặc thiết bị có thể kết nối được với internet, 3G, Wifi…và cài đặt được các ứng dụng hỗ trợ để thực hiện các giao dịch. Vì vậy, dịch vụ NHĐT phù hợp với những đối tượng khách hàng đã am hiểu về công nghệ, sử dụng các thiết bị công nghệ hiện đại.
Giá trị dịch vụ là yếu tố có ảnh hưởng ít nhất đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre. Giá trị dịch vụ có tác động thuận chiều đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại chi nhánh. Kết quả này cho thấy khách hàng chỉ cần thấy được lợi ích của việc sử dụng dịch vụ NHĐT cao hơn so với chi phí bỏ ra hoặc chi phí để sử dụng dịch vụ NHĐT là hợp lý thì họ sẽ quyết định sử dụng. Vì vậy, Agribank cần chú trọng thu hút khách hàng sử dụng dịch vụ NHĐTđể mang lại nhiều lợi ích hơn cho khách hàng, giúp khách hàng cảm nhận được giá trị của việc sử dụng dịch vụ NHĐT của Agribank. Ngoài ra
cũng cần xem xét đến chính sách phí sử dụng dịch vụ sao cho phù hợp với chất lượng dịch vụ NHĐT.
Kết luận chương 4
Để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng cá nhân tại Agribank CN Bến Tre nhằm đề ra giải pháp thu hút khách hàng sử dụng dịch vụ NHĐT, tác giả đã thực hiện khảo sát với 200 mẫu khách hàng có sử dụng dịch vụ NHĐT tại chi nhánh. Dựa mô hình nghiên cứu và các phương pháp nghiên cứu trình bày trong chương 3, tác giả đã thực hiện các bước từ kiểm định độ tin cậy, phân tích nhân tố khám phá, phân tích tương quan và hồi quy mô hình để xác định được nhân tố ảnh hưởng cũng như mức độ ảnh hưởng của nhân tố đến biến phụ thuộc. Bằng phần mềm SPSS 20, kết quả phân tích dữ liệu cho thấy cả 6 biến độc lập gồm hiệu quả mong đợi, nỗ lực kỳ vọng, điều kiện thuận lợi, ảnh hưởng xã hội, giá trị dịch vụ và nhận thức rủi ro đều có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ NHĐT của khách hàng tại Agribank CN Bến Tre. Trong đó, biến nhận thức rủi ro có ảnh hưởng