Căn cứ vào mô hình nghiên cứu lý thuyết, ta có phương trình hồ quy đa i biến diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng thanh toán ví điện tử là:
QD = β0 + β *AT + β1 2*TK + β3*KS + β4*HI
Các biến độ ậc l p (Xi): AT, TK, KS, HI
Biến phụ thu c (ộ QD): quyế địt nh s d ng ví ử ụ điện tử. Βk là hệ số ồ h i quy riêng (k = 0…4).
Hệ số hồi quy riêng phần đó đến biến phụ thuộc càng cao, nếu cùng dấu thì mức độ tác động là thuận chiều và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy thể hiện ở bảng 2.24 và hình dưới đây:
Trong mô hình hồi quy đa biến, chúng ta giả thuyết các biến giải thích của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuy n. Mu n kiế ố ểm định hiện tượng đa cộng tuy n ế ta xem cét hệ số phóng đại phương sai (VIF) và giá trị dung sai (Tolerance). H s ệ ố phóng đại phương sai ở bảng 7 của các biến đều nhỏ hơn 10 và giá trị dung sai của các biến đều bé hơn 2 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến rất thấp.
27
Bảng 2.22: Chỉtiêu đánh giá phù hợp của mô hình Model Summaryb
Model R R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson
1 .725a .526 .513 .49610 1.710
a. Predictors: (Constant), TK, HI, AT, KS b. Dependent Variable: QD
Về mức độ phù h p c a mô hình (model summary):ợ ủ ta có h s Rệ ố 2đã hiệu ch nh ỉ bằng 0,513 có ngh a là 51,3% s bi n thiên cĩ ự ế ủa QĐ (Quyết định sử dụng ví điện tử) được giải thích bởi sự biến thiên của 4 biến độ ập KS, AT, HI, TK. c l
Bảng 2.23: Kết qu phân tích pả hương sai ANOVA
ANOVAa
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 39.288 4 9.822 39.909 .000b
Residual 35.440 144 .246
Total 74.728 148
a. Dependent Variable: QD
b. Predictors: (Constant), TK, HI, AT, KS
Về m i quan h c a bi n phố ệ ủ ế ụ thuộc và biến độ ập: kic l ểm định F được s d ng ử ụ để xem xét biến phụ thuộc (Quyết định sử dụng ví điện tử) có m i liên hệ tuyến tính ố với toàn bộ t p bi n hay không. K t qu kiậ ế ế ả ểm định trị thống kê F t b ng phân tích ừ ả phương sai ANOVA với giá trị Sig. = 0,000 (< 0,05), điều này cho thấy mô hình hồi quy đa biến đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95%. Hay nói cách khác các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính với biến ph ụthuộc.
Bảng 24: Các thông s2. ố thống kê của t ng bi n trong mô hình hừ ế ồi quy bội
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .646 .301 2.148 .033
28
HI .186 .076 .165 2.459 .015 .730 1.370
KS .286 .066 .319 4.326 .000 .604 1.655
TK .258 .059 .315 4.397 .000 .642 1.557
a. Dependent Variable: QD
Về kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: vi c kiệ ểm tra được thông qua nhân t ố phóng đại phương sai (VIF), theo quy tắc VIF < 2 là dấu hiệu cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy tất cả các VIF có giá trị nhỏ hơn mức giới hạn (1.526; 1.370; 1.655; 1.557) đề đạu t yêu c u. V y mô hình hầ ậ ồi quy đa biến không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả gi i thích c a mô hình. ả ủ
Hình 2.7: Biểu đồ ầ t n số phần dư chuẩn hóa
Khi xem xét v giề ải định v phân ph i chu n c a phề ố ẩ ủ ần dư, theo biểu đồ ầ t n số phần dư (đồ thị 2.7) có thể thấy giá trị trung bình của phần dư chuẩn hóa là -1.82x10-
29
16 r t nh , gấ ỏ ần như bằng 0 và có độ ệ l ch chu n l n là 0,986 g n bẩ ớ ầ ằng 1. Như vậy, ta có thể khẳng định giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ngoài ra, thông qua biểu đồ ầ t n số P – P (đồ thị 2.8) ta c ng th y r ng các chũ ấ ằ ấm phân bố tương đối sát với đường chéo. Hơn thế ữ n a, theo biểu đồ phân tán (đồ thị 2.9) ta có thể thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và không tạo ra được m t hình d ng nào ộ ạ khác. Điều này ch ng t giứ ỏ ả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy tuyến tính là không bị vi phạm.
30
Hình 2.9: Biểu đồ phân tán
Như vậy, căn cứ vào các kết quả kiểm định trên có thể khẳng định rằng các giả định về h i quy tuy n tính không b vi phồ ế ị ạm và mô hình xây dựng phù hợp với tổng th . ể
Bên cạnh đó, kết qu phân tích h i quy b i cho th y 4 nhân t ph thu c là ả ồ ộ ấ ố ụ ộ HI (Sự hữu ích), KS (Nhận thức kiểm soát), TK (Tham khảo) có giá trị Sig lần lượt là 0.015; 0.000; 0.000 u < 0,05 nên có th khđề ể ẳng định các biến này có ý nghĩa trong mô hình. Tuy nhiên, nhân tố AT (Nhận thức an toàn), có giá tr 0,068 ị > 0,05 nên không có ý ngh a th ng kê trong mô hình. ĩ ố
Qua kết quả phân tích hồi quy, chúng ta có phương trình hồi quy đa biến c a ủ mô hình khi đã chuẩn hóa diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng ví điện tử như sau:
31 QD 0.319*KS = + 315*TK + 0.165*HI Trong đó: HI: Sự hữu ích KS: Nh n th c ki m soát hành vi ậ ứ ể TK: Nhóm tham khảo
Tóm l i, mô hình sạ ự tác động c a các nhân tủ ố đến quyết định s dử ụng ví điện t ử được th hiể ện như sau:
2.7. Kiểm định s khác bi t giự ệ ữa các nhóm
2.7.1. Kết quả kiểm định sựảnh hưởng của nhóm giới tính đến quyết định sử dụng ví điện t cử ủa người tiêu dùng. sử dụng ví điện t cử ủa người tiêu dùng.
Giả thuyết H0: “Không có sự khác biệt về quyết định s dử ụng ví điện t giử ữa những sinh viên có giới tính khác nhau”.
Hình 2.10: Mô hình hoàn chỉnh 0.165 0.315 0.319 Sự hữu ích Nhóm tham khảo Nhận thức kiểm soát hành vi Quyết định sử dụng ví điện tử
32
Bảng 25: B2. ảng kiểm định phương sai đồng nh t theo bi n gi i tính ấ ế ớ Levene's Test for
Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed)
QD
Equal variances
assumed .323 .571 .791 143 .430
Equal variances not
assumed .799 135.906 .426
Kết quả kiểm định cho th y: ấ
− Sig Levene của đối tượng kiểm định giới tính là 0.571 lớn hơn 0,05 nên phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính không khác nhau hay còn gọi là đồng nhất.
− Sig. T-Test của đối tượng kiểm định giới tính 0.430 > 0,05 nên không có sự khác bi t trung bình vệ ề ý định s d ng c a nh ng ử ụ ủ ữ đáp viên thuộc 2 nhóm gi i tính ớ khác nhau, ch p nh n giấ ậ ả thuyết H0.
2.7.2. Kết quả kiểm định sựảnh hưởng của nhóm nhóm tu i, ngh nghiổ ề ệp, học vấn, thu nhập đến ý định sử dụng d ch vị ụthanh toán ví điện tử của người tiêu dùng.
Sig. Levene Sig. Anova
Tuổi .002 .083
Nghề nghi p ệ .000 .158
Thu nhập .022 .054
Kết quả kiểm định cho th y: ấ
− Sig. Levene của tất cả các đối tượng kiểm định đề ớn hơn 0,05 nên phương u l sai giữa các l a chự ọn của biến định tính không khác nhau hay còn gọi là đồng nhất.
− Sig. Anova của 3 đối tượng kiểm định độ tuổi, nghề nghiệp và thu nh p lần ậ lượt là 0,083; 0,158; 0,054 > 0,05 nên không có sự khác biệt về quyết định sử dụng ví điện tử của những đáp viên thuộc các nhóm tuổi, nghề nghiệp, thu nhập khác nhau.
33
− Sig. Anova của đối tượng kiểm định thu nhập < 0,05 nên có sự khác biệt trung bình về ý định sử dụng của những đáp viên thuộc các nhóm thu nhập khác nhau.
2.8. Tính giá trị trung bình, mean, m cax ủa các nhân t ố Bảng 2.26: Bảng thống kê giá trị trung bình, min, max
Descriptive Statistics
Tên biến Mô t ả GTNN GTLN Trung bình Độ lệch chuẩn
HI1 149 1.00 5.00 4.2685 .81066 HI2 149 2.00 5.00 4.0671 .82744 HI3 149 1.00 5.00 4.2752 .81256 HI4 149 1.00 5.00 3.8725 1.00867 SD1 149 1.00 5.00 3.9396 .90962 SD2 149 2.00 5.00 3.9732 .91494 SD3 149 2.00 5.00 3.9329 .81094 SD4 149 1.00 5.00 3.8322 .98229 AT1 149 1.00 5.00 3.7584 .88265 AT2 149 1.00 5.00 3.7651 .92553 AT3 149 1.00 5.00 3.8591 .90060 RR1 149 1.00 5.00 2.8523 1.29122 RR2 149 1.00 5.00 2.6980 1.25582 RR3 149 1.00 5.00 2.7450 1.20894 RR4 149 1.00 5.00 2.5772 1.31098 KS1 149 1.00 5.00 3.9463 .86043 KS2 149 1.00 5.00 3.8121 1.01588 KS3 149 1.00 5.00 3.8456 .94957 TK1 149 1.00 5.00 3.3893 1.11326 TK2 149 1.0 5.0 3.617 1.0880 TK3 149 1.00 5.00 3.7987 1.05894 TK4 149 1.00 5.00 3.3154 1.23073 QD1 149 1.00 5.00 4.0805 .85832 QD2 149 1.00 5.00 3.7785 .99896 QD3 149 2.00 5.00 3.9329 .84361
34
TÓM TẮT CHƯƠNG 2
Thông qua chương 2 nhóm đã đưa ra đượ, c những kết quả nghiên cứu khi sử dụng các phương pháp nghiên cứu như: kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Crobach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích tương quan và hồi quy, và cu i cùng là kiố ểm định s khác bi t gi a các nhóm b ng Oneway Anova, ch y ự ệ ữ ằ ạ kiểm định Independent – Sample T-Test. Ngoài ra, trong chương 2, nhóm còn đưa ra được các biến có độ tin cậy cao hay không, có sự tương quan tuyến tính với nhau hay không, và phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính có khác nhau hay không. Từ đó đưa ra được các giải pháp cho đề tài nghiên cứu về quyết định sử dụng ví điện tử mà nhóm sẽ trình bày ở chương 3.
35
Chương 3. KẾT LU N VÀ GI I PHÁP Ậ Ả
3.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Dựa vào các mô hình nghiên cứu lý thuyết và những mô hình nghiên cứu trước đây, nhóm đề xuất mô hình với nhân tố: 6 Sự hữu ích, tính dễ sử dụng, nhận thức an toàn, nhận thức kiểm soát hành vi, nhận thức rủi ro, nhóm tham khảo có ảnh hưởng đến ý định sử dụng dịch vụ thanh toán ví điện tử củ người tiêu dùng tại TP.HCM.
Nghiên cứu được thực hiện thông qua hình thức sử dụng bảng câu hỏi làm công cụ nghiên cứu và khảo sát chủ yếu qua Interet bằng link khảo sát online. Sau khi khảo sát, số bảng khảo sát nhận được của nhóm nghiên cứu là 164 bảng, trong đó có 149 bảng khảo sát hợp lệ với yêu cầu của đề tài và nhóm đã tiến hành phân tích kết quả với phần mềm SPSS 25.
Kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach’s Alpha tổng của các nhóm đều lớn hơn 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3 cho thấy, thang đo được đo lường tốt và có độ tin cậy khá cao. Điều này cho thấy, các biến quan sát có sự tương quan tốt v tổng thể thang đo, do đó, các thang đo cho khảo ới sát chính thức là đảm bảo độ tin cậy.
Phân tích nhân tố khám EFA ta thấy rằng hệ số KMO là 0,837 chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá là thích hợp. Kiểm định Bartlett với mức ý nghĩa thống kê là 0,000 (Sig Bartlett’s Test < 0.05), tức là các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy một nhân tố với 3 biến quan sát và phương sai trích tích kũy được là 74,874% (lớn hơn 50%). Hệ số KMO = 0,719 (giữa 0,5 và 1). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp. Như vậy, sau khi phân tích nhân tố EFA ta thấy rằng mô hình lý thuyết ban đầu đề ra là phù hợp với nghiên cứu. Các biến độc lập và biến phụ thuộc đã đạt được độ tin cậy và tính giá trị dễ sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
Kết quả phân tích tương quan cho thấy tất cả các biến đều có tương quan với nhau tại mức ý nghĩa 1% như đã trình bày. Giá trị Sig tô màu cam đều nhỏ hơn 0,05 nghĩa là biến độc lập có tương quan tuyến tính v biến phụ thuộc. ới
36
Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy 4 nhân tố phụ thuộc là HI (Sự hữu ích), KS (Nhận thức kiểm soát), TK (Tham khảo) có giá trị Sig lần lượt là 0.015; 0.000; 0.000 đều < 0,05 nên có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mô hình. Tuy nhiên, nhân tố AT (Nhận thức an toàn), có giá trị 0,068 > 0,05 nên không có ý nghĩa thống kê trong mô hìn h.
Mô hình hồi quy sau khi đã loại bỏ yếu tố:1 QD = 0.319*KS + 315*TK + 0.165*HI
Kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm tuổi tác, học vấn, thu nhập, nghề nghiệp bằng Oneway Anova cho thấy được rằng: Sig. Anova của 3 đối tượng kiểm định độ tuổi, nghề nghiệp và học vấn > 0,05 nên không có sự khác biệt về ý định sử dụng của những đáp viên thuộc các nhóm khác nhau. Sig. Anova của đối tượng kiểm định thu nhập < 0,05 nên có sự khác biệt trung bình về ý định sử dụng của những đáp viên thuộc các nhóm thu nhập khác nhau.
Kết quả kiểm định sự khác biệt giữa nhóm giới tính bằng Independent – Sample T-Test cho thấy được rằng: Sig Levene của đối tượng kiểm định giới tính 0.571> 0,05 nên phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính không khác nhau hay còn gọi là đồng nhất. Sig.T-Tesr của đối tượng kiểm định giới tính 0,430 > 0,05 nên không có sự khác biệt trung bình về ý định sử dụng của những đáp viên thuộc 2 nhóm giới tính khác nhau.
3.2. Đềxuất gi i pháp ả
Hạn ch chính c a nghiên c u là kích c m u còn nh , không mế ủ ứ ỡ ẫ ỏ ở ức độ quá lớn nên vẫn chưa đưa được cái nhìn t ng th rổ ể ộng và bao quát hơn. Do đó nghiên cứu ti p ế theo c n là trên c m u lầ ỡ ẫ ớn hơn để có th xác ể định chính xác hơn các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ ví điện từ đồng thời cũng làm hạn chế tối đa các sai số x y ra khi phân tích do c m u nh . ả ỡ ẫ ỏ
Bài nghiên c u do nhóm nghiên cứ ứu tìm ra đã cung cấp được m t k t qu liên ộ ế ả quan h u ích cho các doanh nghi p cung c p d ch vữ ệ ấ ị ụ ví điện tử khi đưa ra những phương án phát triển trong thời gian sắp tới. Yếu tố hữu ích được xem là một yếu tố quan trọng được khách hàng cho đánh giá một ví điện t t t và hi u qu . Vì th nên ử ố ệ ả ế mở r ng k t hộ ế ợp ví điệ ử ằn t b ng cách thuy t ph c các nhà bán l , các app, website, sàn ế ụ ẻ thương mại điện tử chấp nhận là điểm thanh toán để đáp ứng nhu cầu đa dạng của
37
khách hàng. Bên c nh ạ đó yế ố ảu t b o mật cũng là y u t quan trế ố ọng mà người dùng rất quan tâm. Do đó việc tăng cường liên kết với các ngân hàng sẽ góp phần làm tăng độ bảo m t cậ ủa ví điệ ử đồn t ng th i cờ ũng t o sạ ự tin tưởng của khách hàng khi sử dụng ví điện tử của doanh nghiệp. Nghiên cứu này đã đưa ra được kết quả rất hữu ích cho các doanh nghi p cung c p d ch v vệ ấ ị ụ í điệ ử ừn t t hàm ý th c t . Nhà qu n lý doanh nghi p ự ế ả ệ từ đó cũng nên cần xem xét và suy nghĩ từ quan điểm của khách hàng và các đối th ủ vì v y nghiên c u này h u íậ ứ ữ ch để nhà qu n lý doanh nghi p có th cân nh c k lả ệ ể ắ ĩ ại những y u tế ố liên quan đến chất lượng dịch v cụ ủa ví còn kém hơn các đối thủ ở điểm nào từ đó điều ch nh nhỉ ằm đáp ứng và nâng cao chất lượng d ch v c a doanh nghiị ụ ủ ệp dựa trên nhu cầu, mong đợ ủi c a khách hàng và các đối th c nh tranh hi n có trên th ủ ạ ệ ị