Sau khi đánh giá độ tin cậy của thang đo với hệ số Cronbach’s Alpha thì bước tiếp theo phải đánh giá giá trị khái niệm của thang đo bằng phương pháp EFA.
4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá cho các biến độc lập
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA cho các biến độc lập: Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Nhận thức chủ quan ( CQ), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN) tác giả tóm tắt các kết quả thu đuợc và trình bày trong Bảng 4.3 duới đây:
Bảng 4.3. Bảng kiểm định KMO và Bartlett’s biến độc lập
Nguồn: Kết quả phân tích từ IBM SPSS 20.0
Kết quả EFA cho thấy giá trị của KMO = 0,76> 0,5 , Sig = 0,000 <0,05, chứng minh rằng kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA có sự tin cậy cao.
Tổng phuơng sai là 69.692%> 50% cho thấy các nhân tố này biểu diễn đuợc 69% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát, giá trị của Eigenvalues = 1.278> 1 cũng thoả mãn. Do đó, các nhân tố có khả năng đại diện cho dữ liệu khảo sát.
Hĩ3 .75ĩ Hĩĩ .682 CQI .967 CQ3 .922 CQ2 .902 SDI .768 SD2 .322 .728 SD4 .727
CNĩ .834
CN2 .676
Chuẩn đánh giá Giá trị Yêu cầu
KMO 7673 ≥ 0.5
Sig. của kiểm định Bartlett’s 0.000 ≤ 0.05 Giá trị Eigenvalues 2.179 Vĩ
Tổng phuơng sai trích 72.648% Nguồn: Kết quả phân tích từ IBM SPSS 20.0≥ 50% Kết quả phân tích nhân tô EFA chỉ ra rằng 4 yếu tố đã đuợc trích ra từ 17 biến. Ket quả thu đuợc thể hiện rằng hầu hết các biến đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 ngoại trừ biến SD2. Biến SD2 có hai hệ số tải, một trong số đó là 0.322 thấp hơn 0,5.
Igbaria và đồng sự (1995) cho rằng các biến chỉ đuợc chấp nhận khi hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 hoặc khoảng cách giữa 2 hệ số tải của cùng một biến ở 2 nhân tố khác nhau lớn hơn 0.3. Vậy nên tác giả xét tới sự khác biệt giữa hai hệ số tải của biến SD2 là 0,728 - 0,322 = 0,406 lớn hơn 0,3, biến này vẫn đuợc duy trì cùng với các biến khác để phân tích thêm.
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá cho biến phụ thuộc
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc (Ý định hành vi), tác giả tóm tắt các kết quả thu đuợc và trình bày ở bảng duới đây:
FHI Sig. (2-tailed) .000 .680 .000 .000 N 165 165 165 165 165 Pearson Correlation .449 ** 1 .063 .421** .531** F_SD Sig. (2-tailed) .000 .421 .000 .000 N 165 165 165 165 165 Pearson Correlation -.032 .063 1 -.014 .059 F_CQ Sig. (2-tailed) .680 .421 .862 .451 N 165 165 165 165 165 Pearson Correlation .435** .421** -.014 1 , _ ,** .606 F_CN Sig. (2-tailed) .000 .000 .862 .000 N 165 165 165 165 165 Pearson Correlation .588** .531** .059 , _ ,** .606 1
F_YD Sig. (2-tailed) .000 .000 .451 .000
N 165 165 165 165 165
Nguồn: Kết quả phân tích từ IBM SPSS 20.0
Kết quả EFA cho thấy giá trị của KMO = 0,673> 0,5 , Sig = 0,000 <0,05, chứng minh rằng kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA có sự tin cậy cao.
Tổng phuơng sai là 72.648%> 50% cho thấy các nhân tố này biểu diễn đuợc 72% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát, giá trị của Eigenvalues = 2.179> 1 cũng thoả mãn. Do đó, các nhân tố có khả năng đại diện cho dữ liệu khảo sát.
Cuối cùng mô hình sau khi hiểu chỉnh sẽ loại bỏ biến Thái độ đối với hành vi (TD) các yếu tô còn lại sẽ đuợc giữ lại trong mô hình nghiên cứu
4.4. Phân tích hệ số tương quan
Sau khi phân tích đánh giá đo luờng của Cronbach’ Alpha và EFA, mô hình và giả thuyết có 5 yếu tố với 17 biến số ảnh huởng đến ý định sử dụng tiền điện tử của nguời dân tại Thành phố Hồ Chí Minh. Các yếu tố ảnh huởng đến ý định sử dụng tiền điện tử của nguời dân tại Thành phố Hồ Chí Minh chỉ còn
Phân tích này là để tìm mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Dựa trên các kết quả đuợc hiển thị trong Bảng 4.6, ở mức ý nghĩa 1% và mức ý nghĩa 5%, Giá trị của sig. giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc hầu hết đều nhỏ hơn 0.05, chỉ có Sig của biến độc lập( CQ) và biến phụ thuộc( YD) là 0.451 lớn hơn 0.05. Điều này chứng tỏ rằng biến phụ thuộc( Ý định sử dụng tiền điện tử) chỉ có tuơng quan với các biến độc lập Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD),Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN)). Vì vậy ta phải loại bỏ biến Nhận thức chủ quan( CQ) khỏi mô hình để giải thích biến phụ thuộc - Ý định sử dụng tiền điện tử( YD). Hệ số tuơng quan của ý định sử dụng tiền di động với Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN) lần luợt là 0.588, 0.531, 0.606.
Các biến độc lập có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, đủ điều kiện để phân tích hồi quy đa biến. Tuy nhiên, các biến độc lập cũng có mối tuơng quan với nhau, vì vậy điều quan trọng là phải phân tích giả định đa cộng tuyến.
Kết quả chi tiết để phân tích hệ số tuơng quan đuợc đính kèm trong Phụ lục 5.
4.5. Phân tích hồi quy đa biến
Phân tích hồi quy đa biến đuợc thực hiện với bốn biến độc lập ( Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN)) và một biến phụ thuộc (Ý định sử dụng tiền điện tử( YD)).
Kiểm tra các giả định của Phân tích hồi quy đa biến
Biểu đồ hồi quy Normal P-P plot (Hình 4.1) cho thấy hầu hết tất cả các điểm nằm trên một đuờng chéo thẳng hợp lý từ duới cùng bên trái sang trên cùng bên phải. Điều này cho thấy không có sai lệch lớn so với tính quy tắc và giả định phần du đuợc phân phối bình thuờng.
Model R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson ĩ .737 .543 .532 .5496Ĩ04 2.Ĩ72 a. Biến độc lập: F_H b. Biến phụ I, F_CN, F_SD YD Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. ĩ Hồi quy 57.423 ^4 Ĩ4.356 47.525 .000b Hi nh 4.1. Normal P-P Plot Scatterplot
Dependent Variable: F_YD
Regression Standardized Predicted Value
Hi nh 4.2. Scatterplot
Nhìn vào biểu đồ Scatterplot (Hình 4.2) ta thấy phần dư chuẩn hóa (Regression Standardized Residual) không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán chuẩn hóa (Regression Standardized Predicted Value). Do đó giả định về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm. Tóm lại, tất cả các giả định của Phân tích hồi quy bội được đảm bảo.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Bảng 4.7 cho ta thấy sự phù hợp của mô hình hồi quy đa biến. Hệ số R bình phương hiệu chỉnh là 0.543. Nghĩa là 54.3% biến thiên của biến phụ thuộc (Ý định sử dụng tiền điện tử( YD)) được giải thích bởi 3 biến độc lập. Điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 54.3%.
Giá trị của Durbin-Watson là 2.172, vẫn nằm trong phạm vi (1; 3) để mô hình không xảy ra tương quan.
Bảng 4.7. Bảng tóm tắt mô hì nh
Nguồn: Kết quả phân tích từ IBM SPSS 20.0
Kết quả ANOVA (được hiển thị trong Bảng 4.8) sẽ cho thấy được mô hình có phù hợp với tổng thể hay không. Với giá trị F là 47.525 với một sig. giá trị 0,000 thấp hơn 5%. Điều này chứng tỏ rằng mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được là phù hợp với tổng thể
a.Biến phụ thuộc: F_YD b. Biến độc lập: F_HI, F_CN, F_SD Mô hình Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số đã chuẩn hoá
t Sig. Đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerane VIF (Hằng số) .068 .316 .215 .830 F_HI .324 .063 222 5.119 .000 .724 1.381 F_SD 285 .083 216 3.436 .001 .721 1.386 F_CN .431 .076 .355 5.686 .000 .735 1.361
tích cực đến Ý định sử dụng tiền điện tử(YD). bỏ H2: Nhận thức dễ sử dụng (SD) có tác động tích cực đến Ý định sử dụng tiền điện tử( YD). .00 Không bác bỏ H3: Thái độ (TD) có tác động tích cực đến Ý định sử dụng tiền điện tử( YD)
.113 Bác bỏ H4: Nhận thức chủ quan (CQ) có tác động tích cực đến Ý định sử dụng tiền điện tử( YD) 7451 Bác bỏ H5: Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN) có tác động tích cực đến Ý định sử dụng tiền điện tử( YD) .000 Không bác bỏ
a Biến phụ thuộc: F_YD
Nguồn: Kết quả phân tích từ IBM SPSS 20.0
Nghiên cứu này được thử nghiệm ở mức ý nghĩa 5% để kiểm tra mối quan hệ giữa tất cả các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến (được trình bày trong Bảng 4.9) cho thấy các hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến. Các biến Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN) có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05. Do đó, các biến này có ý nghĩa thống kê đối với biến phụ thuộc Ý định sử dụng tiền điện tử( YD) trong mô hình nghiên cứu. Mức độ tác động của các biến phụ thuộc lên biến độc lập là khác nhau. Các hệ số hồi quy của các biến Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN) đều mang dấu dương nên các biến độc lập này có quan hệ thuận với biến phụ thuộc. Yếu tố càng ảnh hưởng đến ý định sử dụng tiền điện tử, hệ số beta của yếu tố đó càng cao (Pallant, 2011).
Trong số các biến độc lập ảnh hưởng đến ý định sử dụng tiền điện tử, Hành vi kiểm soát cảm nhận(CN) có tác động đáng kể nhất với Beta= 0.355. Tiếp tới là Nhận thức hữu ích( HI) với Beta = 0.322. Nhận thức dễ sử dụng có tác động cuối cùng với beta = 0.216
Các kết quả giả thuyết được tóm tắt như trong Bảng 4.10
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Chương 5 trình bày tóm tắt các kết quả từ chương 4 và giải thích ý nghĩa của các yếu tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng tiền điện tử của người dân tại Thành phố Hồ Chí Minh. Đồng thời, chương này cũng sẽ trình bày những hạn chế của nghiên cứu và đưa ra các khuyến nghị cho các nghiên cứu tiếp theo.
5.1. Tóm tắt kết quả chính
Mục tiêu chính của luận văn là nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng tới Ý định sử dụng tiền điện tử của người dân tại Thành phố Hồ Chí Minh.
Sau khi nghiên cứu tài liệu về tiền điện tử, các lý thuyết và nghiên cứu liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng tiền điện tử, tác giả đã chọn kết hợp mô hình TAM và TPB để đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 5 nhân tố(Nhận thức hữu ích( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Nhận thức chủ quan ( CQ), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN), Thái độ (TD)) tác động đến ý định sử dụng tiền điện tử tại thành phố Hồ Chí Minh.
Quá trình nghiên cứu được chia ra 2 lần theo thứ tự nghiên cứu thí điểm và nghiên cứu chính. Nghiên cứu thí điểm được sử dụng bằng phương pháp định tính được thực hiện phần lớn bằng các cuộc phỏng vấn sâu với 5 người đã và thường xuyên sử dụng tiền điện tử tại Thành phố Hồ Chí Minh để đề xuất và hoàn chỉnh bảng hỏi cho nghiên cứu chính thức.
Nghiên cứu chính được thực hiện bằng phương pháp định lượng bằng các cuộc phỏng vấn với bảng câu hỏi khảo sát. Trong giai đoạn này, bảng câu hỏi hoàn thiện được gửi tới 250 người chưa sử dụng tiền điện tử ở Thành phố Hồ Chí Minh bằng cách phân phối bảng câu hỏi cho người tham gia (phỏng vấn trực tiếp) và gửi liên kết khảo sát (dưới Google Form) qua email và mạng xã hội. Mục đích của nghiên cứu chính là kiểm tra thang đo và thu thập dữ liệu để xử lý, từ đó tiếp tục phân tích và kiểm tra mô hình lý thuyết và các giả thuyết của nó. Sau khi thu thập được 165 bảng câu hỏi hợp lệ, ta sẽ tiếp tục các bước tiếp theo: Thống kê mô tả, Cronbach Alpha, Phân tích nhân tố khám phá, Hệ số tương quan Pearson và Phân tích hồi quy đa biến
Sau khi tiến hành phân tích độ tin cậy, tác giả loại bỏ nhân tố Thái độ( TD) vì không đáp ứng yêu cầu Cronbach Lần Alpha. Sau đó các biến còn lại vẫn được duy trì để tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA. EFA đã trích xuất 17 biến thành 5 yếu tố. Do đó, tất cả các biến đã được duy trì cho phân tích hệ số tương quan và phân tích hồi quy đa biến. Sau khi phân tích hệ số tương quan, hồi quy đa biến, nhân tố Nhận thức chủ quan ( CQ) bị loại bỏ khỏi mô hình để xuất.
Cuối cùng với kết quả nghiên cứu, luận án đã đạt được các mục tiêu đề ra trong chương 1, cho thấy nó có ý nghĩa về mặt lý thuyết và thực tiễn:
về mặt lý thuyết, tác giả đã trình bày một mô hình lý thuyết có mức độ phù hợp trên trung bình, xác định được các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng tiền điện tử của người dân tại Thành phố Hồ Chí Minh, mang lại giá trị và ý nghĩa khoa học, có thể là nguồn tài nguyên hữu ích cho các nghiên cứu liên quan khác.
về mặt thực tiễn, kết quả của luận án cũng đưa ra một số ý nghĩa cho các đối tượng khác nhau. Đối tượng liên quan là các nhà cung cấp và quản lý tiền điện tử tại thành phố Hồ Chí Minh và các học giả có ý định nghiên cứu các chủ đề nghiên cứu liên quan.
5.2. Giới hạn và khuyến nghị
Một trong những hạn chế chính của luận văn này là các mẫu được thu thập với kích thước 165 mẫu, khá nhỏ. Do giới hạn về thời gian và ngân sách, tác giả không thể thu thập kích thước mẫu lớn hơn. Cỡ mẫu rất quan trọng vì nó đại diện cho dân số. Vì vậy việc tăng kích thước mẫu sẽ giúp các nghiên cứu mang tính đại diện cao hơn điều này góp phần tăng độ tin cậy của kết quả nghiên cứu Ngoài ra, nghiên cứu này chỉ khảo sát khu vực Thành phố Hồ Chí Minh, trong khi tiền điện tử thì được sử dụng trên toàn quốc. Do đó, tác giả đề xuất rằng các nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng kích thước của mẫu cũng như mở rộng phạm vi nghiên cứu để tăng tính tổng quát của nghiên cứu.
Thứ hai, nghiên cứu chưa kiểm tra được sự khác biệt giữa các nhóm khác nhau (như giới tính, thế hệ, mức thu nhập,..) về ý định sử dụng tiền điện tử của khách hàng tại Thành phố Hồ Chí Minh.. .Tác giả đề xuất rằng nghiên cứu tiếp theo nên
thêm các nhóm yêu tố về giới tính, thế hệ, mức thu nhập để có thể so sánh mức độ ảnh huởng của các biến độc lập trong các nhóm yếu tô khác nhau nhu thế nào, từ đó có thể đua ra nhiều kết luận chính xác hơn.
Cuối cùng, kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ có ba biến độc lập(Nhận thức hữu ích ( HI), Nhận thức dễ sử dụng( SD), Hành vi kiểm soát cảm nhận (CN)) đuợc coi là có ý nghĩa đối với ý định sử dụng tiền điện tử của nguời dân tại Thành phố Hồ Chí Minh. Mô hình nghiên cứu chỉ có thể giải thích 54.3% phuơng sai trong ý định sử dụng tiền điện tử của nguời dân tại Thành phố Hồ Chí Minh. Trong thực tế còn rất nhiều yếu tố ảnh huởng tới ý định nhung vì hạn chế về mặt thời gian nên trong nghiên cứu này tác gỉa chua thể nghiên cứu. Do đó, tác giả đề xuất rằng các nghiên cứu tiếp theo nên tìm hiểu thêm các yếu tố ảnh huởng đến ý định sử dụng tiền điện tử ở thành phố Hồ Chí Minh
Từ kết quả nghiên cứu đạt đuợc tác giả đua ra một số khuyến nghị đối với các bên liên quan về việc để thúc đẩy phát triển tiền điện tử thì nên tập trung vào những yếu tố nào. Đầu tiên, để cải thiện cảm nhận hữu ích của khách hàng, tác giả khuyến nghị bộ phận phát triển kinh doanh của các tổ chức phát hành tiền điện tử nên hợp tác với các trung tâm, cửa hàng và cửa hàng, các điểm bán để khách hàng có thể sử dụng tiền điện tử ở mọi nơi và mọi lúc. Thêm vào đó công ty nên nâng cao phát triển phuơng pháp truy xuất lịch sử giao dịch trên ứng dụng để khách hàng có thể dễ