1. 4Ý NGHĨA KHOA HỌC VÀ THỰC TIỄN ĐỀ TÀI
4.4.3 DẤU HIỆU NHẬN BIẾT MỨC ĐỘ ĐA CỘNG TUYẾN, TỰ TƯƠNG
phân phối chuẩn, phương sai thay đổi
Để đánh giá mức độ đa cộng tuyến của mô hình thì ta dùng hệ số phóng đại phương
sai VIF. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập trong
mô hình đều < 10 thể hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập là không đáng
kể.
Kết quả kiểm định Durbin - Waston sau khi loại bỏ nhân tố STT có kết quả là 2,020
gần bằng 2. Do đó, chưa đủ cơ sở để kết luận có tự tương quan chuỗi bậc một trong mô hình.
Nghiên cứu thực hiện khảo sát phân phối chuẩn của phần dư thông qua xây dựng biểu đồ tần số Histogram và thời thực hiện vẽ P-P plot. Kết quả thể hiện Phân phối phần
dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,991 xấp xỉ bằng 1) nên kết luận giả thuyết phân phối chuẩn không vi phạm. Đồng thời, các điểm quan sát không phân tán xa đường thẳng kỳ vọng nên ta giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Nhân tố Hệ số hồi quy (B) Độ lệch chuẩn Hệ số hồi quy chuẩn hóa (Beta) Giá trị t Mức ý nghĩa (Sig) Hệ số phóng đại phương sai (Vif) Hằng số -0.854 0.152 -5.600 0.000 SHI: Nhận thức hữu ích 0.076 0.037 0.072 2.050 0.041 1.648 DSD: Nhận thức dễ sử dụng 0.256 0.035 0.270 7.234 0.000 1.872
Hình 4-1: Phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa
Histogram
Mean =5.71 E-1 5 Std. Dev. =0.991
N =339
Hình 4-2: P-P Plot phần dư phân phối chuẩn
Nguồn: kết quả phân tích phân phối chuẩn
Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội: Với R2 hiệu chỉnh là 0,748
4.4.4 Mức độ tác động của các nhân tố đến sự hài lòng
Từ phân tích hồi quy, ta thấy mối liên hệ giữa biến phụ thuộc ý định sử dụng của khách hàng và 06 biến độc lập thể hiện trong phương trình:
YDSD = 0,270DSD + 0,218KSHV + 0,199AT + 0,179CCQ + 0,164CP + 0,072SHI
Theo phương trình ở trên cho thấy ý định sử dụng của khách hàng có quan hệ với các nhân tố nhận thức hữu ích (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,072), nhận thức dễ sử dụng (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,270), chuẩn chủ quan (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,179), nhận thức kiểm soát hành vi (hệ số Bela chuẩn hóa là 0,218), nhận thức rủi ro bảo mật an toàn
(hệ số Beta chuẩn hóa là 0,199) và chi phí chuyển đổi (hệ số Beta chuẩn hóa là 0,164). Các hệ số Belta chuẩn hóa đều có giá trị lớn hơn 0 cho thấy các biến độc lập tác động cùng chiều với biến phụ thuộc ý định sử dụng của mô hình nghiên cứu. Kết quả này khẳng định các giả thiết nêu ra trong mô hình nghiên cứu (H1, H2, H3 H4, H5, H7) được chấp nhận và được kiểm định là phù hợp.
CCQ: Chuẩn chủ
quan 0.228 .0042 0.179 5.431 0.000 1.457
KSHV: Nhận thức
kiểm soát hành vi 0.239 0.036 0.218 6.095 0.000 1.716 AT: Nhận thức rủi
ro, bảo mật, an toàn 0.192 0.037 0.199 5.142 0.000 2.017 STT: Cảm nhận sự
thích thú 0.039 0.032 0.038 1.221 0.223 1.275
CP: Chi phí chuyển
Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích dữ liệu
Theo kết quả phân tích hồi quy, thì ý định sử dụng ngân hàng số của khách hàng cá nhân tại Bình Dương chịu sự tác động của sáu nhân tố sau: Nhân tố nhận thức dễ sử dụng có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định sử dụng ngân hàng số của khách hàng cá nhân
tại Bình Dương (Beta = 0,270). Nhận thức dễ sử dụng cũng là một nhân tố chính trong mô hình TAM truyền thống, và đã có rất nhiều nghiên cứu trên thế giới đã chứng minh sự ảnh hưởng của nhân tố này đến ý định sử dụng dịch vụ ( Wang và cộng sự, 2006; Dai
và Palvia, 2009; Phạm Thị Minh Lý và Bùi Ngọc Tuấn Anh, 2012...). Điều này lý giải đối với một ngân hàng số có thiết kế thuận tiện, thân thiện người dùng, các giao dịch đều có hướng dẫn dễ hiểu sẽ tác động mạnh đến ý định sử dụng của khách hàng. Và với hệ số hồi quy dương nhân tố này có sự tác động thuận chiều tới ý định sử dụng. Khách hàng luôn có xu hướng gia tăng sự tin dùng đối với các ngân hàng số có tính dễ sử dụng.
Nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng trực tiếp và thuận chiều đến ý định sử dụng ngân hàng số ( Beta= 0,218). kết quả này tương đồng với nghiên cứu về nhân tố tác động đến ý định sử dụng ngân hàng trực tuyến của Keanika Ridleun năm 2015. Do đó,ý định sử dụng ngân hàng số của khách hàng sẽ tăng lên khi khách hàng nhận thức được điều kiện thuận tiện của mình để bản thân trải nghiệm ngân hàng số của
một ngân hàng. Bên cạnh đó, đối với các ngân hàng số đem lại cảm giác thoải mái trong
quá trình giao dịch sẽ kích thích gia tăng hơn ý định sử dụng của khách hàng.
Nhân tố thứ ba có sự ảnh hưởng đến ý định sử dụng ngân hàng số của khách hàng cá nhân tại Bình Dương là nhận thức rủi ro, bảo mật, an toàn. Nhân tố này cũng có sự tác động thuận chiều đến ý định sử dung khi có hệ số Beta = 0,199. điều này cho thấy sự tin dùng của khách hàng đối với các ngân hàng số có sự đảm bảo an toàn về các giao dịch của họ là rất cao, các ngân hàng thường xuyên cập nhật công nghệ để nâng cao tín bảo mật là một tiêu chí lựa chọn mạnh hơn của người tiêu dùng. Khi khách hàng càng nhận thức tốt mức độ rủi ro, hay mức độ an toàn, bảo mật của một ngân hàng số thì đây là một tiêu chí quan trọng để đánh thức ý định sử dụng ngân hàng số đó.
Nhân tố chuẩn chủ quan là nhân tố thứ tư có tác động đến ý định sử dụng ngân hàng
số và kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy nhân tố trên có sự tác động thuận chiều đến ý định sử dụng ngân hàng số (Beta = 0,179). Chính vì vậy, một khách hàng cá nhân có được sự hiểu biết sâu sắc về ngân hàng số, giá trị của ngân hàng số thì họ sẽ dễ dàng chấp nhận và có ý định sử dụng ngân hàng số rất cao. Cho nên các ngân hàng số cần thiết để cho khách hàng của mình só sự trải nghiệm một cách gần gũi, và thường xuyên sẽ giúp gia tăng sự kết nối với khách hàng và nâng cao hơn nữa ý định sử dụng ngân hàng số của các khách hàng.
Nhân tố kế tiếp có sự tác động đến ý định sử dụng ngân hàng số là nhân tố chi phí chuyển đổi và nhân tố này tác động cùng chiều với ý định sử dụng NHS (Beta = 0,164). cho nên có thể thấy, một khách hàng cá nhân có được nhận thức tốt về chi phí mà mình phải bỏ ra để sử dụng ngân hàng số là không đáng kể so vói hiệu quả công việc mà mình
đạt được. Bên cạnh đó các ngân hàng thường xuyên có các chính sách ưu đãi và cải thiện
chi phí giao dịch cho ngân hàng số sẽ là một lợi thế nâng cao ý định sử dụng ngân hàng số cho khách hàng của mình.
Nhân tố nhận thức hữu ích là nhân tố cuối cùng tác động đến ý định sử dụng ngân hàng số, và sự tác động này là thuận chiều khi có hệ số hồi quy Beta = 0,072. Kết quả nghiên cứu này xác nhận sự tác động của nhân tố trong mô hình chấp nhận công nghệ của Davis (1985) và các nghiên cứu khác (Wang và cộng sự, 2006; Dai và Palvia, 2009;
luôn muốn sử dụng những dịch vụ có thể mang đến cho họ nhiều lợi ích, làm cho cuộc sống của họ thuận tiện, hiện đại hơn. Lý giải cho về mức tác động của nhân tố nhận thức
hữu ích đến ý định sử dụng ngân hàng số tại Bình Dương chưa cao do việc số hóa ngân hàng của các ngân hàng thương mại chưa cao. Khách hàng chưa thực sự thỏa mãn các nhu cầu của mình tại ngân hàng số. vì vậy, khi dịch vụ ngân hàng số đem lại nhiều lợi ích hơn thì khách hàng sẽ có ý định sử dụng cao hơn.
Đồng thời, theo kết quả phân tích hồi quy thì mô hình cũng đã loại bỏ nhân tố cảm nhận sự thích thú. Với mức ý nghĩa 5% thì ý định sử dụng ngân hàng số của khách hàng
cá nhân tại Bình Dương không chịu sự tác động của nhân tố cảm nhận sự thích thú. Đặc
điểm này cũng là một trường hợp đặc biệt tại thì trường Bình Dương, khi đa phần người
sử dụng dịch vụ ngân hàng online là các khách hàng trẻ, là nhân viên giao dịch của các doanh nghiệp. việc đem lại hiệu quả kinh tế hơn khi sử dụng ngân hàng số là mục đích quan trọng hơn là sự yêu thích của cá nhân. Tuy nhiên nhân tố cảm nhận sự thích thú cũng sẽ góp phần tạo nên sự lựa chọn phong phú cho các khách hàng khi sử dụng dịch vụ. theo ý kiến cá nhân của tác giả, các ngân hàng cũng cần nên chú ý đến khía cạnh này cho sự phát triển sau này của dịch vụ ngân hàng số của mình. Để thu hút được lượng
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP