CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
4.4. Các yếu tố tác động đến quyết định sử dụng sản phẩm thẻ tín dụng của
Sau khi đã có được các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM từ việc sử dụng khám phá nhân tố EFA và hệ số Cronbach Alpha, luận văn thực hiện ước lượng tác động của các yếu tố đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM bằng phương pháp hồi quy OLS.
Trước khi thảo luận các kết quả đạt được, luận văn sẽ thực hiện kiểm tra mơ hình có được từ việc phương pháp hồi quy OLS có phù hợp và đáng tin cậy hay không bằng cách sử dụng kiểm định tự tương quan, kiểm tra sự phù hợp mơ hình và phân phối của phần dư mơ hình nghiên cứu. Sau đó luận văn sẽ thảo luận các tác động của các yếu tố đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM.
Đầu tiên luận văn sẽ kiểm tra vấn đề tự tương quan của phần dư của mơ hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM. Kết quả này được trình bày trong bảng 4.11. Qua bảng kết quả này có thể thấy rằng giá trị của hệ số Durbin – Watson bằng 1.758, nhỏ hơn 03 và lớn hơn 01 theo các tài liệu kinh tế lượng đã đề cập. Cho nên luận văn cho rằng khơng có tồn tại vấn đề tự tương quan của phần dư của mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.12. Kết quả kiểm tra tự tương quan của phần dư của mơ hình
R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 0.797a 0.635 0.619 0.61704061 1.758
Nguồn: Phụ lục xử lý kết quả dữ liệu thống kê theo phần mềm SPSS
Tiếp theo, luận văn cũng sẽ kiểm tra sự phù hợp của mơ hình bằng cách sử dụng kiểm định F. Kiểm định này với giả thuyết H0 cho rằng mơ hình khơng phù hợp.
Kết quả kiểm định này được trình bày trong bảng 4.12. Dựa vào bảng kết quả này có thể thấy rằng giá trị p-value của kiểm định F bằng 0.000, nhỏ hơn mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả này cho thấy rằng luận văn có thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định F, nói cách khác, kết quả mơ hình thu được từ việc ước lượng OLS là phù hợp.
Bảng 4.13. Kết quả kiểm tra sự phù hợp của mơ hình
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 93.935 6 15.656 41.120 0.000b Residual 54.065 142 0.381 Total 148.000 148
Nguồn: Phụ lục xử lý kết quả dữ liệu thống kê theo phần mềm SPSS
Cuối cùng, luận văn sẽ phân tích phân phối của phần dư của mơ hình nghiên cứu và kết quả kiểm tra phân phối phần dư sẽ được thể hiện trong hình 4.5. Dựa vào hình này có thể thấy rằng giá trị trung bình của phần dư của mơ hình nghiên cứu xấp xỉ bằng 0 và độ lệch chuẩn của phần dư của mơ hình nghiên cứu cũng xấp xỉ bằng 01. Mà theo các tài liệu kinh tế lượng thì khi phân phối chuẩn của một yếu tố sẽ có đặc trưng (1) giá trị trng bình xấp xỉ 0, (2) độ lệch chuẩn xấp xỉ 01. Do đó, luận văn cho rằng phần dư có dạng phân phối chuẩn.
Hình 4.5. Phân phối phần dư của mơ hình nghiên cứu
Nguồn: Phụ lục xử lý kết quả dữ liệu thống kê theo phần mềm SPSS
Qua các kiểm tra cần thiết, luận văn đánh giá rằng kết quả thu được từ việc ước lượng OLS là phù hợp và có thể sử dụng để tiến hành thảo luận các tác động của các yếu tố đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM.
Tiếp theo luận văn sẽ trình bày kết quả tác động của các yếu tố đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM. Kết quả được luận văn trình bày trong bảng 4.13.
Bảng 4.14. Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn sử dụng TTD của các KHCN của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM
Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta (Constant) -1.705E-016 0.051 0.000 1.000 HANHVI 0.192 0.051 0.192 3.782 0.000 THAIDO 0.211 0.051 0.211 4.164 0.000 CHIPHI 0.150 0.051 0.150 2.955 0.004 XAHOI 0.171 0.051 0.171 3.374 0.001 RUIRO -0.496 0.051 -0.496 -9.782 0.000 HUUICH 0.505 0.051 0.505 9.963 0.000
Nguồn: Phụ lục xử lý kết quả dữ liệu thống kê theo phần mềm SPSS
Có thể viết các kết quả trong bảng 4.13 thành dạng phương trình hồi quy nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn sử dụng thẻ tín dụng của các KHCN của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM như sau:
SUDUNG = 0.192*HANHVI + 0.211*THAIDO + 0.15*CHIPHI + 0.171*XAHOI – 0.496*RUIRO + 0.505*HUUICH
Qua phương trình hồi quy này có thể thấy rằng, tất cả các yếu tố đưa vào mơ hình nghiên cứu đều có tác động đáng kể đến quyết định sử dụng sản phẩm TTD của KHCN tại Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam chi nhánh 12 TPHCM, tuy nhiên chiều hướng ảnh hưởng của các yếu tố thì lại có sự khác biệt thú vị giữa các biến. Chẳng hạn như, biến đại diện cho nhận thức hữu ích HUUICH thể hiện tác động cùng chiều đến quyết định chấp nhận sử dụng TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể hệ số hồi quy của biến HUUICH đạt 0.505 và có p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%.
Điều này cho thấy rằng khi khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM có mức độ nhận thức hữu ích tăng 1 đơn vị thì sẽ làm gia tăng khả năng chấp nhận sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM lên 0.505 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy rằng các khách hàng càng có nhận thức được tính hữu ích của TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM thơng qua việc TTD có thể giúp khách hàng mua sắm, tiêu dùng mà khơng cần mang theo tiền mặt, có thể giúp khách hàng mua sắm, tiêu dùng trước và trả tiền sau một khoảng thời gian nhất định, có thể giúp khách hàng tiếp cận với nguồn tiền mặt dễ dàng hơn nếu khách hàng có nhu cầu, giúp các khách hàng có nhận được nhiều ưu đãi từ các thương hiệu nổi tiếng thì khi đó các khách hàng sẽ càng sử dụng TTD để thanh tốn các hóa đơn mua hàng hoặc tiêu dùng của bản thân và gia đình của khách hàng. Có thể giải thích kết quả này như là Thay vì trước đây việc đi chợ truyền thống, khách hàng phải mang theo số lượng tiền mặt nhất định, đặc biệt là đối với các hộ gia đình đi chợ một lần vào cuối tuần, thì việc này mang lại cho họ những rủi ro có thể xảy ra như: trộm cướp, nhầm lẫn tiền… Chính những điều này gây cho người tiêu dùng cảm giác khơng thối mái và có phần lo sợ khi sử dụng tiền mặt trong thanh tốn tại nơi đơng người. Tuy nhiên, với sự xuất hiện của TTD cũng như các trung tâm mua sắm hiện đại thì người tiêu dùng có thể thoải mái và an tâm với việc mua sắm mà không phải lo sợ các rủi ro trước kia. Ngày nay, với việc nhu cầu ngày càng gia tăng về những tính năng mà một chiếc TTD có thể mang lại từ phía khách hàng, tính tiện lợi của TTD khơng chỉ giới hạn trong việc thanh tốn, gọn nhẹ mà còn mở rộng ra tới việc quản lý chi tiêu, thiết lập những giới hạn chi tiêu cho khách hàng nhằm đảm bảo, nhắc nhở khách hàng về các khoản chi tiêu quá mức và khơng cần thiết.
Bên cạnh đó, biến đại diện cho nhận thức rủi ro RUIRO thể hiện tác động ngược chiều đến quyết định chấp nhận sử dụng TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể hệ số hồi quy của biến RUIRO đạt -0.496 và có p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng khi khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM có
mức độ nhận thức rủi ro tăng 1 đơn vị thì sẽ làm giảm khả năng chấp nhận sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM xuống 0.496 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy rằng các khách hàng càng có nhận thức được tính rủi ro của TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM thông qua việc sử dụng TTD làm cho bạn cảm thấy tài chính của bạn sẽ mất mát, sử dụng TTD trên các trang mua sắm trực tuyến sẽ khiến tôi bị đánh cắp thông tin, sử dụng TTD để thanh toán các đơn hàng trực tiếp sẽ khiến tôi bị đánh cắp thông tin, cũng như tôi nghĩ việc sử dụng TTD khơng an tồn thì khi đó các khách hàng sẽ càng hạn chế sử dụng TTD để thanh tốn các hóa đơn mua hàng hoặc tiêu dùng của bản thân và gia đình của khách hàng. Có thể giải thích kết quả này như là nhận thức rủi ro được xem như là một nổi lo lắng chủ quan của người dùng đối với sự mất mát của họ do kết quả của việc thực hiện một hành động nào đó. Nhận thức rủi ro được xem như là một cảm giác của tinh thần phản ánh sự không chắc chắn bắt nguồn từ việc tham gia vào một giao dịch trực tuyến hoặc thanh toán TTD trực tiếp. Cho nên nhận thức rủi ro càng cao thì sẽ càng làm giảm khả năng sử dụng TTD của các khách hàng.
Ngược lại, biến đại diện cho thái độ của khách hàng đối với TTD THAIDO thể hiện tác động cùng chiều đến quyết định chấp nhận sử dụng TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể hệ số hồi quy của biến THAIDO đạt 0.211 và có p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng khi khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM có thái độ ưa thích TTD của Vietinbank tăng 1 đơn vị thì sẽ làm gia tăng khả năng chấp nhận sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM lên 0.211 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy rằng các khách hàng càng cảm thấy Việc sử dụng TTD là một ý tưởng tốt, Việc sử dụng TTD là một ý tưởng thú vị, Việc sử dụng TTD là một ý tưởng khôn ngoan, Tôi nghĩ tôi và bất cứ ai cũng đề muốn sử dụng TTD, Việc sử dụng TTD mang đến cho tơi cảm giác giàu có hơn thì khi đó các khách hàng sẽ càng sử dụng TTD để thanh tốn các hóa đơn mua hàng hoặc tiêu dùng của bản thân và gia đình của khách hàng. Có thể giải thích kết quả này như là các khách hàng có nợ nhiều hơn so với những người khơng có thì
ưu tiên sử dụng TTD hơn và tin rằng nếu như có những hàng hóa cần thiết hoặc mong muốn thì thay vì đợi chờ để đủ tiền mua sắm hàng hóa này thì có thể sử dụng TTD để mua sắm. Hơn thế nữa có thể thấy rằng, các khách hàng có vay nợ thì thường ưa thích việc sử dụng TTD hơn so với các đối tượng khác (Davisvà Lea, 1995). Tương tự vậy các yếu tố liên quan đến thái độ của khách hàng sẽ được xem như là một yếu tố quan trọng trong việc xác định nhu cầu sử dụng TTD của các khách hàng (Chien và Devaney, 2001; Wang và các cộng sự, 2011).
Tương tự vậy, biến đại diện cho nhận thức kiểm soát hành vi HANHVI thể hiện tác động cùng chiều đến quyết định chấp nhận sử dụng TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể hệ số hồi quy của biến HANHVI đạt 0.192 và có p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng khi khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM có cảm nhận vị thế khách hàng tăng 1 đơn vị thì sẽ làm gia tăng khả năng chấp nhận sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM lên 0.192 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy rằng các khách hàng càng có nhận thức được kiểm sốt hành vi của mình khi sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM thông qua việc khách hàng có thể dễ dàng đăng ký TTD, có thể sử dụng TTD được thực hiện một cách thoải mái và tự tin, có thể dễ dàng sử dụng TTD ở mọi lúc và mọi nơi, Các giao dịch của khách hàng được xử lý bởi TTD chỉ mất vài giây và Việc đăng ký TTD tương đối đơn giản, dễ dàng thì khi đó các khách hàng sẽ càng sử dụng TTD để thanh tốn các hóa đơn mua hàng hoặc tiêu dùng của bản thân và gia đình của khách hàng. Có thể giải thích kết quả này như là nhận thức kiểm soát hành vi như là một nhận thức dễ dàng sử dụng hoặc khó khăn để sử dụng của một cá nhân nào đó trong việc thực hiện một hành vi cụ thể. Theo đó, giả định rằng nhận thức kiểm sốt hành vi được quyết định bởi tổng số niềm tin kiểm sốt có thể thực hiện được. Do đó, kiểm sốt hành vi nhận thức có thể thay thế cho sự dễ dàng sử dụng trong các nghiên cứu về việc chấp nhận cơng nghệ (Ajzen, 2002), trong đó nhận thức dễ dàng sử dụng là một tiền đề không chỉ của xu hướng hành vi mà còn thể hiện nhận thức sự hữu ích (Davis và các cộng sự, 1989; Lu và các cộng sự, 2003; Chan và Lu,
2004; Amin, 2007; Tu và các cộng sự, 2011; Pham và các cộng sự, 2013). Cho nên khi các khách hàng tiếp cận và sử dụng các cơng nghệ dễ dàng có thể thay đổi nhận thức của họ về hiệu quả của công nghệ này mang đến cho bản thân của người dùng, và cũng khuyến khích người dùng chấp nhận và sử dụng các công nghệ này.
Hơn thế nữa, biến đại diện cho nhận thức chi phí tài chính có liên quan đến việc sử dụng TTD CHIPHI thể hiện tác động cùng chiều đến quyết định chấp nhận sử dụng TTD của các khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể hệ số hồi quy của biến CHIPHI đạt 0.150 và có p-value bằng 0.0004 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng khi khách hàng của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM nhận thức chi phí tài chính của Vietinbank khi sử dụng TTD tốt hơn so với các ngân hàng khác tăng 1 đơn vị thì sẽ làm tăng khả năng chấp nhận sử dụng TTD của Vietinbank Chi nhánh 12 TPHCM lên 0.150 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy rằng Khách hàng cảm thấy lãi suất trả trễ hạn trên TTD của khách hàng chấp nhận được, Khách hàng cảm thấy phí thường niên của TTD của khách hàng tương đối rẻ hơn so với ngân hàng bạn, Khách hàng cảm thấy mức độ chấp nhận TTD của Vietinbank tương đối cao, Khách hàng cảm thấy thời gian khách hàng phải thanh toán dư nợ vay trên TTD tương đối phù hợp thì khi đó các khách hàng sẽ càng gia tăng khả năng sử dụng TTD để thanh tốn các hóa đơn mua hàng hoặc tiêu dùng của bản thân và gia đình của khách hàng. Có thể giải thích kết quả này như là khi càng áp dụng mức lãi suất càng cao thì các khách hàng càng khơng muốn sử dụng TTD. Hơn thế nữa, việc sử dụng TTD sẽ làm cho người dùng sẽ phải vay mượn ngân hàng, sẽ phải trả lãi suất cao hơn so với vay thông thường nhưng TTD lại là cơng cụ hấp dẫn trong trường hợp chi phí giao dịch và các chi phí có liên quan thấp hơn các phương thức khác (Birto và Hartley, 1995). Đồng thời việc chấp nhận TTD phụ thuộc vào hạn mức tín dụng cao, chất lượng dịch vụ khách hàng cao, phí và lãi suất thấp (Lunt, 1992). Bên cạnh đó, phí thường niên