TC Hệ số tương quan Pearson 1 .088 .401 ** .411** .423** .686** Sig. (2 đầu) .341 .000 .000 .000 .000 N 120 120 120 120 120 120 CCQ Hệ số tương quan Pearson .088 1 .403 ** .007 .403** .362** Sig. (2 đầu) .341 .000 .935 .000 .000 N 120 120 120 120 120 120 HI Hệ số tương quan Pearson .401 ** .403** 1 .172 .530** .555** Sig. (2 đầu) .000 .000 .060 .000 .000 N 120 120 120 120 120 120 KSHV Hệ số tương quan Pearson .411 ** .007 .172 1 .221* .416** Sig. (2 đầu) .000 .935 .060 .015 .000 N 120 120 120 120 120 120 CP Hệ số tương quan Pearson .423 ** .403** .530** .221* 1 .577** Sig. (2 đầu) .000 .000 .000 .015 .000 N 120 120 120 120 120 120 YDSD Hệ số tương quan Pearson .686 ** .362** .555** .416** .577** 1 Sig. (2 đầu) .000 .000 .000 .000 .000 N 120 120 120 120 120 120
** Nếu chọn mức ý nghĩa 1% thì giá trị Sig. phải nhỏ hơn 0.01
*Nếu chọn mức ý nghĩa 5% thì giá trị Sig. phải nhỏ hơn 0.05
(Nguồn: Xử lí số liệu SPSS)
Kiểm định giả thuyết ở mức ý nghĩa 5% nên giá trị Sig phải nhỏ hơn 0.05. Theo ma trận hệ số tương quan, ta thấy biến độc lập “Độ tin cậy”, “Chuẩn chủ quan”, “Nhận thức hữu ích”, “Nhận thức kiểm sốt hành vi”, “Chi phí” đều có giá trị Sig. < 0.05 bé hơn mức ý nghĩa, bác bỏ giả thuyết H0 cho thấy các biến này có mối tương quan với biến phụ thuộc“Ý định sử dụng”.
Trong đó, hệ số tương quan giữa biến “Ý định sử dụng” và biến “Độ tin cậy” lớn nhất, là 0.686; hệ số tương quan giữa biến “Ý định sử dụng” và biến “Chuẩn chủ quan” thấp nhất là 0.362.
Bên cạnh đó giữa các biến độc lập có Sig. < 0,05 có thể các biến độc lập khơng có hiện tương đa cộng tuyến, tuy nhiên khi phân tích hồi quy cần chú ý bằng cách kiểm tra hệ số phóng đại phương sai (VIF). Do đó kiểm định về hiện tượng đa cộng tuyến trong phần phân tích tiếp theo sẽ quyết định có nên giữ lại các biến độc lập này trong mơ hình hồi quy hay khơng.
Như vậy, tất cả các biến “Độ tin cậy”, “Chuẩn chủ quan”, “Nhận thức hữu ích”, “Nhận thức kiểm sốt hành vi”, “Chi phí liên quan” có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến “Ý định sử dụng”, hay nói cách khác là các nhân tố độc lập này có
tác động đến Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng TMCP Quân đội.
2.2.3.2 Phân tích hồi quy
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến quan sát theo từng các nhân tố và phân tích tương quan, tơi tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Phân tích hồi quy là một phân tích thống kê để xác định xem xét các biến độc lập quy định các biến phụ thuộc như thế nào. Mơ hình phân tích hồi quy sẽ mơ tả hình thức của mối liên hệ và qua đó dự đốn được giá trị của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập.
2.2.3.2.1 Xây dựng mơ hình hồi quy
Phương trình hồi quy chuẩn hóa Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế dựa vào các nhân tố có dạng như sau:
YDSD = α + β1*TC + β2*CCQ + β3*HI + β4*KSHV + β5*CP
Trong đó:
YDSD: Biến phụ thuộc Ý định sử dụng
TC: Biến độc lậpĐộ tin cậy
CCQ: Biến độc lậpChuẩn chủ quan
HI: Biến độc lập Nhận thức hữu ích
KSHV: Biến độc lập Nhận thức kiểm sốt hành vi
CP: Biến độc lập Chi phí liên quan
α là hằng số, βklà hệ số hồi quy riêng phần Các giả thuyết:
H0: Các yếu tố chính khơng có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
H1: Độ tin cậy có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
H2: Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
H3: Nhận thức hữu ích có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
H4: Nhận thức kiểm sốt hành vi có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
H5: Chi phí liên quan có tác động ngược chiều (-)với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
Áp dụng phân tích hồi quy vào mơ hình, tiến hàng phân tích hồi quy đa biến với 5 yếu tổ đã được kiểm định tương quan với biến phụ thuộc. Phương pháp phân tích được chọn là phương pháp đưa một lượt Enter. Ta có kết quả phân tích hồi quy như sau:
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình chỉ cho kết luận trên mẫu nghiên cứu mà chưa thể cho phép ta suy rộng ra tổng thể nghiên cứu. Để có thể suy diễn mơ hình của mẫu điều tra thành mơ hình của tổng thể, ta phải kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể với giả thiết đặt ra:
H0: Hệ số xác định R2 = 0 (Các nhóm nhân tố khơng ảnh hưởng đến quyết định mua của khách hàng)
H1: Hệ số xác định R2 ≠ 0 (Có ít nhất một nhóm nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua của khách hàng)
Tiến hành kiểm định F thơng qua phân tích phương sai, ta có bảng sau:
Bảng 2.13 Kiểm định ANOVA về sự phù hợp của mơ hình Model Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 50.253 5 10.051 41.695 0.000b Số dư 27.480 114 .241 Tổng 77.732 119
a. Biến phụ thuộc: YDSD
b. Biến độc lập: (Hằng số), TC, CCQ, HI, KSHV, CP
(Nguồn: Xử lí số liệu SPSS)
Sig. của F bé hơn 0.05 với mức ý nghĩa 5% nên ta bác bỏ giả thuyết H0 và hệ số xác định của tổng thể R2≠ 0, tức là mơ hình hồi quy này sau khi suy rộng ra cho tổng thể thì mức độ phù hợp của nó đã được kiểm chứng. Hay có thể nói có ít nhất một biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc mà ta đưa vào trong mơ hình.
2.2.3.2.2. Phân tích hồi quy
Bảng 2.14 Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.) Mức độ chấp nhận VIF B Sai số chuẩn Beta Hằng số -1.607 0.352 -4.565 0.000 TC 0.621 0.092 0.458 6.726 0.000 0.667 1.498 CCQ 0.182 0.067 0.175 2.743 0.007 0.764 1.310 HI 0.235 0.093 0.177 2.517 0.013 0.630 1.588 KSHV 0.191 0.076 0.155 2.523 0.013 0.825 1.212 CP 0.225 0.087 0.184 2.588 0.011 0.611 1.636 R2 hiệu chỉnh 0.631 R2 0.646 (Nguồn: Xử lí số liệu SPSS)
Dựa vào bảng 2.14 Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, các nhân tố TC, CCQ, HI, KSHV, CP có mức ý nghĩa Sig. < 0.05 tức là chấp nhận các giả thiết H1, H2, H3,H4, H5. Các nhân tố này có sự tương quan đối với ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank.
Tham số R2hiệu chỉnh (Adjusted R Square) cho biết mức độ sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích của biến độc lập. Giá trị R2 hiệu chỉnh phản ảnh chính xác hơn sự phù hợp của mơ hình đối với tổng thể vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2 (Hoàng Trọng & Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ta có R2 hiệu chỉnh bằng 0.631 có nghĩa là các biến độc lập thuộc 5 nhân tố ảnh hưởng tới 63.1% sự thay đối của biến phụ thuộc “Ý định sử dụng” và 36.9% còn lại là do sự ảnh hưởng của các biến ngồi mơ hình chưa tìm được và do sai số ngẫu nhiên.
Theo kết quả phân tích hồi quy bằng phương pháp Enter cho thấy các hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến lớn hơn 1,00 và nhỏ hơn 10 vậy nên hiện tượng đa cộng tuyến khơng có ảnh hưởng đến kết quả giải thích mơ hình. Quy tắc là khi VIF vượt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 252). Trong một số tài liệu khác đưa ra điều kiện VIF < 4 là thỏa mãn điều kiện. Nhìn vào kết quả hồi quy cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thể kết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.
Biểu đồ 2.12 Tần số của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Xử lí số liệu SPSS)
Từ kết quả những phân tích trên, ta có được phương trình mơ tả sự biến động của nhân tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank, tác giả sẽ giữ ngun 5 nhân tố và đưa vào mơ hình dựa vào hệ số Beta chuẩn hóa, hàm hồi quy có dạng như sau:
YDSD = 0.458 *TC + 0.175*CCQ + 0.177*HI + 0.155*KSHV + 0.184*CP
Hệ số Beta chuẩn hóa phản ánh được thứ tự mức độ tác động của biến độc lập tới biến phụ thuộc bởi vì đơn vị của biến đã đồng nhất, trong khi đó hệ số B chưa chuẩn hóa khơng thể hiện được. Nhờ đó phương trình hồi quy chuẩn hóa và hệ số Beta, có thể biết được mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến Ý định sử dụng.
Với mơ hình hồi quy chuẩn hóa ta có các hệ số Beta chuẩn hóa đều mang dấu dương nên chứng tỏ các biến độc lập “Độ tin cậy”, “Chuẩn chủ quan”, “Nhận thức hữu ích”, “Kiểm sốt hành vi” có quan hệ cùng chiều với “Ý định sử dụng” nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu một biến trong 4 biến độc lập tăng thì “Ý định sử dụng” tăng và ngược lại. Biến “Chi phí” có tác động ngược chiều với “Ý định sử dụng”, nghĩa là khi biến “Chi phí” tăng thì “ Ý định sử dụng” giảm và ngược lại.
Giả thuyết H1: Độ tin cậy có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank.
Theo bảng 2.14, ta có B1 = 0.621 có nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi , khi “Độ tin cậy” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” sẽ tăng lên 0.621 đơn vị, giá trị Sig. trong kiểm định = 0.00 (< 0.05) nên chấp nhận giả thuyết H1. Như vậy, độ tin cậy đối với hành vi càng cao thì Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao ở mức ý nghĩa 5%.
Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
Theo bảng 2.14, ta có B2= 0.182, ta có: Trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, khi “Chuẩn chủ quan” tăng 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” của khách hàng sẽ tăng 0.182 đơn vị. Trong kiểm định, giá trị Sig = 0.007 (<0.05) nên ta chấp nhận giả thuyết H2. Như vậy, với mức ý nghĩa 5% ta khẳng định rằng Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank. Chuẩn chủ quan càng cao thì Ý định sử dụng thẻ tín dụng càng cao.
Giả thuyết H3: Nhận thức hữu ích có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
Theo bảng 2.14, ta có B3= 0.235, trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, khi “Nhận thức hữu ích” đối với sản phẩm, dịch vụ tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” sẽ tăng lên 0.235 đơn vị. Bên cạnh đó, giá trị Sig. trong kiểm định = 0.013 (<0.05) nên giả thuyết H3được chấp nhận. Với mức ý nghĩa 5%, khi nhận thức hữu ích về thẻ tín dụng quốc tế càng tăng thì Ý định sử dụng sẽ càng tăng.
Giả thuyết H4: Nhận thức kiểm sốt hành vi có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
Từ kết quả phân tích hồi quy, ta có B4= 0.191 cho thấy, trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, khi “Nhận thức kiểm sốt hành vi” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” tăng lên 0.191 đơn vị. Bên cạnh đó, giá trị Sig. = 0.013 (<0.05) nên giả thuyết H4được chấp nhận. Nhận thức kiểm sốt hành vi càng sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao thì Ý định sử dụng sẽ càng tăng.
Giả thuyết H5: Chi phí liên quan có tác động ngược chiềuvới Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank
Từ kết quả phân tích hồi quy, ta có B5= 0.225, cho thấy trong điều kiện nhân tố khác khơng đổi, khi “Chi phí” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” của khách hàng giảm một lượng tương ứng là 0.225. Trong khiểm định, giá trị Sig. = 0.011 (<0.05) nên giả thuyết H5 được chấp nhận. Với mức ý nghĩa 5% thì khi chi phí liên quan đến việc sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao thì Ý định sử dụng Thẻ tín dụng quốc tế càng thấp.
Mức độ ảnh hưởng các nhân tố.
Dựa vào mơ hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng, ta có thể nhận thấy trong tất cả 5 yếu tố , yếu tố TC (Độ tin cậy) có tác động mạnh nhất đến Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank với hệ số β1 = 0.458. Điều này cho thấy niềm tin của khách hàng đối với Ngân hàng cũng như các sản phẩm, dịch vụ của Ngân hàng có tác động rất lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT của khách hàng. Đây là nhân tố đầu tiên khách hàng quan tâm khi đưa ra quyết định sử dụng thẻ TDQT MBbank.
Tiếp theo là yếu tố CP (Chi phí liên quan) với hệ số β5 = 0,184, khách hàng rất quan tâm đến những chi phí mà họ phải trả khi sử dụng thẻ TDQT. Nếu những chi phí mà khách hàng phải trả cao hơn lợi ích mà họ nhận được từ thẻ TDQT thì chắc chắn khách hàng sẽ khơng lựa chọn sản phẩm này thay thế tiền mặt hoặc các loại thẻ khác.
Theo kết quả khảo sát, nhiều khách hàng cho rằng chi phí sử dụng thẻ TDQT cao hơn các loại thẻ khác và việc trả chậm số nợ thẻ thì lãi suất được tính cao.
Tiếp theo là HI (Nhận thức hữu ích) với hệ số β3 = 0.177. Theo kết quả điều tra, đây là nhân tố ảnh hưởng lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT của khách hàng. Bởi một sản phẩm mà khách hàng khơng nhận thấy nó mang lại lợi ích thì khách hàng sẽ khơng bao giờ chi trả để sử dụng sản phẩm đó. Khách hàng nhận thức sự hữu ích của sản phẩm càng nhiều thì họ sẽ có Ý định sử dụng càng cao.
CCQ (Chuẩn chủ quan) là nhân tố có tác động lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT với hệ số β2 = 0.175. Khách hàng thường tham khảo ý kiến của nhiều nhóm tham khảo như: bạn bè, người thân trong gia đình, đồng nghiệp trước khi ra quyết định sửu dụng thẻ TDQT hay không. Tại thị trường Huế, thẻ TDQT chưa thực sự phổ biến ở đây vì vậy khách hàng thường tham khảo ý kiến từ nhiều nguồn. Khách hàng cũng nhìn vào khả năng tài chính của bản thân trước khi ra quyết định.
Tiếp đến là nhân tố KSHV (Kiểm soát hành vi) β4 = 0.155, đây là nhân tố có tác động cuối cùng đến Ý định sử dụng thẻ, tuy nhiên để sử dụng thẻ TDQT, khách hàng phải có khả năng sử dụng nó, phải xem khả năng quản lí chi tiêu của bản thân và khả năng chi trả của mình. Vì vậy, “ Nhận thức kiểm sốt hành vi” là một nhân tố rất quan trọng có ảnh hưởng đến “Ý định sử dụng thẻ TDQT” của khách hàng.
Kết quả phân tích cho thấy 5 yếu tố trong mơ hình hồi quy có ảnh hưởng đến 63.1% Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng, cịn lại 36.9% là do sự ảnh