Bảng 4.10: Phân tích ANOVA khi chạy hồi quy giữa các biến
Mô hình Tổng bình phƣơng Df Bình phƣơng trung bình F Sig. 1 Hồi quy 164.645 6 32.929 104.767 .000f Số dƣ 90.520 288 .314 Tổng 255.166 293
(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả, 2021)
Xem bảng trên ta thấy F=104.767 và hệ số Sig. = 0.000 nên ta có thể an toàn bác bỏ giả thuyết Ho: R bình phƣơng =0. (Vậy R bình phƣơng hiệu chỉnh =0.639 nhƣ tính ở trên). Hay nói khác hơn ta có thể kết luận rằng, với mức ý nghĩa kiểm định 5% thì giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc có quan hệ tuyến tính với nhau.
Tiếp theo ta phải kiểm định hệ số Beta của từng biến độc lập ảnh hƣởng lên biến khác có khác 0 hay không.
Bảng 4.11: Các hệ số khi chạy hồi quy giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận (Tolerance) Hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF) 1. (Hằng số) 5.256C- 017 .033 .000 1.000 DĐTL .250 .055 .256 4.527 .000 .386 2.593 SD .309 .046 .305 6.710 .000 .596 1.678 NTHI .183 .045 .187 4.058 .000 .581 1.721 CQ .124 .054 .125 2.311 .022 .424 2.357 NT .105 .052 .120 2.105 .021 .401 2.156 RR -.908 .053 -.388 -1.001 .015 .399 1.032
Ta thấy hệ số Sig của các biến DĐTL, SD, NTHI, CQ, NT, RR đều <0.05 nên ta có thể an toàn bác bỏ giả thuyết: các hệ số Beta của các biến này =0. Hay nói cách khác với mức ý nghĩa kiểm định là 5% từ tập dữ liệu (số liệu từ tập mẫu khảo sát), chúng ta có thể an tâm suy rộng ra tổng thể rằng: biến phụ thuộc có thể đƣợc giải thích bởi các biến độc lập theo phƣơng trình sau đây:
Phƣơng trình hồi quy đã chuẩn hóa của mô hình:
Trong đó: -YD1: Ý định sử dụng ví điện tử -X1: Tính di động và tiện lợi (DĐTL) -X2: Nhận thức dễ sử dụng (SD) -X3: Nhận thức hữu ích (NTHI) -X4: Chuẩn chủ quan (CQ) -X5: Niềm tin (NT) -X6: Nhận thức rủi ro (RR)
Kết quả cho thấy hệ số chấp nhận (Tolerance) từ 0.399 đến 0.596 > 0.1 và hệ số phóng đại phƣơng sai VIF thấp (từ 1.678 đến 2.593<10). Do vậy có thể kết luận mối liên hệ giữa các biến độc lập này không đáng kể, không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Mô hình cho thấy có 05 biến độc lập ảnh hƣởng thuận chiều bao gồm tính di động và tiện lợi, nhận thức dễ sử dụng, nhận thức hữu ích, chuẩn chủ quan, niềm tin và biến nhận thức rủi ro ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến chất ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam, với độ tin cậy 95%. Qua phƣơng trình hồi quy chúng ta thấy khi điểm đánh giá về tính di động và tiện lợi đối với ý định sử dụng ví điện tử tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam trung bình tăng lên 0.256 điểm, giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi. Tƣơng tự nhƣ vậy, khi điểm đánh giá về nhận thức dễ sử dụng đối với ý định sử dụng ví điện tử tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam trung bình tăng lên 0.305 điểm; khi điểm đánh giá về nhận thức hữu ích đối với ý định sử dụng ví điện tử tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam trung bình tăng lên 0.187 điểm; khi điểm đánh giá về chuẩn chủ quan đối với ý định sử dụng ví điện tử tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam trung bình tăng lên 0.125 điểm; khi điểm đánh giá về niềm tin tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam trung bình tăng lên 0.12 điểm; khi điểm đánh giá về nhận thức rủi ro tăng lên 1 điểm thì cảm nhận về ý định sử dụng ví điện
Bảng 4.12: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Kí hiệu Giả thuyết Kết quả
kiểm định H1 Có mối quan hệ thuận giữa thành phần “tính di động và tiện
lợi” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
H2 Có mối quan hệ thuận giữa thành phần “nhận thức dễ sử dụng” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
H3 Có mối quan hệ thuận giữa thành phần “nhận thức hữu ích” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
H4 Có mối quan hệ thuận giữa thành phần “chuẩn chủ quan” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
H5 Có mối quan hệ thuận giữa thành phần “niềm tin” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
H6 Có mối quan hệ nghịch giữa thành phần “nhận thức rủi ro” đối với ý định sử dụng ví điện tử.
Chấp nhận
(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả, 2021)
Qua bảng trên ta thấy 6 giả thuyết đều đƣợc chấp nhận vì khi gia tăng các nhân tố này sẽ làm gia tăng cảm nhận về ý định sử dụng VĐT của ngƣời dân Việt Nam (có thể gia tăng theo hƣớng thuận chiều hoặc nghịch chiều). Việc này đồng nghĩa với việc khi cảm nhận của những ngƣời tiêu dùng về VĐT tăng lên thì cảm nhận của họ về ý định sử dụng VĐT cũng tăng lên.
Các nhân tố trong mô hình gồm: tính di động và tiện lợi, nhận thức dễ sử dụng, nhận thức hữu ích, chuẩn chủ quan, niềm tin, nhận thức rủi ro đây là những nhân tố ảnh hƣởng quan trọng đến ý định sử dụng VĐT của ngƣời tiêu dùng Việt Nam. Giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy đã chuẩn hóa giúp xác định thứ tự tầm quan trọng của từng yếu tố. Nếu có giá trị tuyệt đối càng lớn thì ảnh hƣởng của yếu tố đến ý định sử dụng VĐT của ngƣời tiêu dùng Việt Nam càng nhiều. Theo đó, trong mô hình này chúng ta thấy ý định sử dụng VĐT chịu ảnh hƣởng mạnh nhất từ yếu tố nhận thức dễ sử dụng (β = 0.305); yếu tố quan trọng thứ hai là tính di động
và tiện lợi (β = 0.256); thứ ba là yếu tố nhận thức hữu ích (β = 0.187); yếu tố thứ tƣ là chuẩn chủ quan (β = 0.125) và tiếp theo là yếu tố niềm tin (β = 0.122), và cuối cùng là yếu tố nhận thức rủi ro (β = -0.388).
Từ những kết quả phân tích trên, những nhân tố tác động mạnh nhất đến ý định sử dụng ví điện tử của ngƣời tiêu dùng tại Việt Nam đƣợc xác định, để từ đó các đơn vị cung cấp dịch vụ nghiên cứu để có các chính sách phù hợp thúc đẩy sử dụng ví điện tử của ngƣời dân Việt Nam.